Efectele nete ale reformei răspunderii civile pentru malpraxis medical asupra pierderilor din asigurările de sănătate: experiența Texasului

dec. 9, 2021

admin

Elaborarea ipotezei

Teoria și dovezile empirice de până acum sugerează că efectele indirecte ale reformei răspunderii civile asupra costurilor asigurărilor de sănătate sunt ambigue. Dezvoltăm ipoteza noastră principală pornind de la ipoteza că riscul unui proces de malpraxis medical influențează natura îngrijirii medicale acordate de furnizorii de servicii medicale și, în sens mai larg, piața furnizorilor. Înainte de reformă, reglementările unui stat privind asigurarea de malpraxis medical și caracteristicile demografice unice sunt asociate cu un nivel al cererilor de asigurare pentru malpraxis medical care reflectă, printre altele, caracterul litigios al populației și expertiza furnizorilor de servicii medicale. Formulăm ipoteza că furnizorii își percep riscul de a fi dați în judecată pentru malpraxis medical într-o manieră rațională, ghidați de experiența lor anterioară, de informațiile despre cererile de despăgubire pentru malpraxis formulate împotriva altor furnizori sau de costul asigurării de malpraxis medical.Nota de subsol 8 Presupunând că mediul de malpraxis medical influențează costurile de răspundere preconizate, va exista un stimulent pentru furnizorii de malpraxis medical să ia măsuri pentru a reduce expunerea la risc. De exemplu, un furnizor care percepe o creștere a expunerii la răspundere civilă ar putea să comande mai multe teste pentru pacienții asigurați, să consulte mai puțini pacienți cu probleme de sănătate specifice sau chiar să iasă cu totul de pe piața geografică. Aceste schimbări de comportament vor genera o modificare a nivelurilor de cereri de despăgubire de asigurări de sănătate și ne-am putea aștepta să găsim o relație semnificativă între modificările mediului juridic pentru malpraxis medical și pierderile suportate de asigurătorii de sănătate. Cu toate acestea, deoarece furnizorii pot răspunde în moduri care fie cresc costurile asistenței medicale, fie reduc costurile asistenței medicale, direcția acestei relații, atunci când este evaluată în ansamblu, este ambiguă. În măsura în care schimbările de comportament ar putea, de fapt, toate să se anuleze reciproc în ansamblu, furnizăm următoarea ipoteză nulă:

H o : Reforma de reducere a răspunderii pe piața malpraxisului medical nu are niciun efect asupra nivelului pierderilor din asigurările de sănătate.

Dacă reușim să respingem ipoteza nulă, atunci constatăm în favoarea unei ipoteze alternative că reforma malpraxisului medical duce la schimbări în comportamentul furnizorilor care cresc sau scad semnificativ pierderile din asigurările de sănătate. În măsura în care furnizorii nu înțeleg instantaneu consecințele reformelor în momentul promulgării, efectul asupra pieței asigurărilor de sănătate poate fi potențial întârziat. Cu toate acestea, eforturile de a suprasolicita tratamentul din motive defensive vor duce la o creștere a pierderilor din asigurările de sănătate, în timp ce eforturile de a evita anumiți pacienți vor duce la o reducere a pierderilor din asigurările de sănătate. Menționăm că respingerea ipotezelor nule ar putea rezulta, de asemenea, din modificări ale comportamentului furnizorului în afara simplei interacțiuni cu pacientul. Reformele ar putea duce la o extindere a numărului de medici în stat și a ofertei de servicii medicale. Reformele pieței de malpraxis medical ar putea, de asemenea, să influențeze natura chiriilor cerute de medici de la companiile de asigurări de sănătate, influențând astfel potențial pierderile din asigurările de sănătate fără a schimba natura interacțiunilor furnizor-pacient. Ca atare, dovezile privind validitatea ipotezei noastre nu vor evalua natura specifică a schimbărilor de comportament ale profesioniștilor din domeniul medical care înconjoară reformele privind malpraxisul medical, ci mai degrabă efectul final al schimbărilor asupra pierderilor din asigurările de sănătate.

Examinarea experienței asiguratorilor privați de sănătate din Texas înainte și după efortul de reformă a malpraxisului ar oferi dovezi cu privire la faptul că reformele privind malpraxisul au implicații asupra piețelor asigurărilor de sănătate, precum și la direcția acestor efecte. Mai exact, dacă reformele adoptate în Texas nu au avut niciun efect asupra comportamentului furnizorilor, atunci ne-am aștepta ca nivelurile pierderilor de asigurări de sănătate suportate de asigurătorii de sănătate din Texas să fie egale înainte și după reformă. Un astfel de rezultat ar oferi sprijin pentru ipoteza noastră nulă. Alternativ, dacă reformele din Texas au modificat comportamentul medicilor într-un mod care a dus la niveluri mai mari sau mai mici ale pierderilor din asigurările de sănătate, atunci ne-am aștepta ca nivelurile pierderilor din asigurările de sănătate suportate de asigurătorii de sănătate din Texas înainte de reforme să difere de nivelurile de după implementarea reformelor. Un astfel de rezultat ar susține ipoteza noastră alternativă conform căreia ramificațiile reformelor privind malpraxisul medical asupra asigurărilor de sănătate sunt consecvente.

Date

Identificăm mai multe surse de date pentru a testa ipoteza noastră. Datele privind măsurile de reformă a răspunderii civile delictuale de stat provin de la American Tort Reform Association (ATRA) și de la Database of State Tort Law Reforms . Datele demografice ale statelor, adăugate la analiză pentru o verificare suplimentară a solidității, sunt obținute de la Centers for Disease Control (CDC) și de la U.S. Census Bureau. „Starea de sănătate” este o variabilă furnizată de CDC care indică starea generală de sănătate a unui anumit stat într-un anumit an și este în creștere în ceea ce privește starea de sănătate bună. „Dependenți” reprezintă numărul de persoane cu vârsta sub 18 ani pe cap de locuitor dintr-un anumit stat într-un anumit an. „Femei” reprezintă proporția din populația unui stat care este de sex feminin într-un anumit an. „Venitul mediu” reprezintă nivelul median al venitului pentru locuitorii unui anumit stat într-un anumit an. „Rata șomajului” este proporția din forța de muncă disponibilă a unui anumit stat care nu este angajată într-un anumit an.

Testarea ipotezei noastre necesită, de asemenea, date specifice fiecărui stat referitoare la pierderile de asigurări de sănătate. Utilizăm date financiare ale asigurătorilor din paginile de stat ale declarațiilor statutare ale Asociației Naționale a Comisarilor de Asigurări (NAIC) pentru anii 2001 – 2010.Nota de subsol 9 Acest set de date oferă cea mai completă și cuprinzătoare bază de date privind pierderile din asigurările private de sănătate.Nota de subsol 10 Aplicăm apoi mai multe filtre acestui set de date brute pentru a elimina asigurătorii care nu au un nivel semnificativ de activitate într-un anumit stat.Nota de subsol 11 Deoarece ne interesează să examinăm măsura în care nivelurile de pierderi suportate de asigurătorii de sănătate s-au modificat în urma reformei din Texas, ar fi inadecvat să includem firmele care intră pe piața unui stat după reformă. Ca atare, dacă asigurătorul i nu activează în statul j din 2001 până în 2003, eliminăm acea observație asigurător-stat pentru toți anii viitori. nota de subsol 12

Pentru a testa ipoteza noastră referitoare la influența reformei răspunderii civile delictuale asupra pierderilor din asigurările de sănătate, folosim datele NAIC pentru a calcula pierderile din asigurările de sănătate pe persoană înscrisă (LPE). Această variabilă este definită ca totalul pierderilor de asigurări de sănătate suferite de asigurătorul i în statul j în anul t la scară la numărul total de înscriși în asigurări de sănătate pentru asigurătorul i în statul j în anul t și este ideală pentru analiza noastră, deoarece oferă o măsură standardizată a pierderilor de asigurări de sănătate care facilitează comparația între toate firmele.Nota de subsol 13 În toate tabelele și figurile prezentate în această analiză, LPE este întotdeauna exprimat ca fiind scalat la 1.000 de dolari pentru a facilita formatarea.

Analiza noastră se concentrează pe asigurătorii care operează în Texas, New Jersey, Colorado și trei subeșantioane suplimentare de state care nu au adoptat reforme semnificative în domeniul malpraxisului medical în perioada de eșantionare. Tabelul 2 oferă statistici rezumative ale LPE pentru asigurările de sănătate, scalate la 1.000 de dolari, pentru asigurătorii care operează în aceste state din 2001 până în 2010, în termeni de dolari din 2010. nota de subsol 14 Tabelul indică faptul că LPE a crescut, în general, pe parcursul perioadei noastre de eșantionare în toate eșantioanele de state și sugerează că, în general, costurile asistenței medicale sunt în creștere. Inspecția sumară a datelor din Texas, în special, indică faptul că LPE-ul mediu al asigurătorilor a crescut cu aproximativ 1 000 de dolari de la începutul până la sfârșitul perioadei noastre de eșantionare. Cu toate acestea, nu există nicio întrerupere evidentă a acestei tendințe în jurul promulgării reformelor din Texas, ceea ce este în concordanță cu ipoteza noastră nulă.

Tabelul 2 Pierderi de asigurări de sănătate pe persoană înscrisă pentru diferite eșantioane

Figura 1a – 1f arată LPE mediu și intervalul de încredere de 95% în jurul mediei pentru diferite eșantioane de asigurători din analiza noastră pe întreaga perioadă de eșantionare. Cifrele consolidează observațiile noastre din datele de sinteză. Tendința de creștere treptată a LPE din Texas este ușor de observat și, cu excepția statului New Jersey, reflectă în mare măsură tendințele observate în celelalte state care nu s-au reformat. Cu toate acestea, figura evidențiază o creștere relativ bruscă a LPE în Texas în 2003 – anul în care au fost promulgate reformele – în raport cu 2002. Magnitudinea acestei creșteri a LPE mediu este de aproximativ 300 de dolari și poate sugera că reformele au avut ca efect inițial creșterea pierderilor din asigurările de sănătate suportate de asigurătorii din Texas. Investigăm această posibilitate mai detaliat în secțiunile următoare.

Analiză de diferență în diferențe

Revizuirea dramatică a climatului de răspundere profesională medicală din Texas în 2003, ca urmare a promulgării reformelor privind malpraxisul medical, prezintă un cadru ideal pentru testarea ipotezei noastre folosind un design de experiment natural.Nota de subsol 15 Dacă, așa cum prezice ipoteza noastră alternativă, schimbarea mediului de malpraxis medical a dus la schimbări în modul în care furnizorii de servicii medicale se comportă pe piața serviciilor medicale, ceea ce a dus, în cele din urmă, la schimbări în ceea ce privește pierderile din asigurările de sănătate, atunci nu ne-am aștepta ca nivelurile pierderilor din asigurările de sănătate înainte de reformă să fie egale cu nivelurile pierderilor după reformă. Mai mult, deoarece măsurile de reformă se aplică doar mediului juridic din Texas după punerea în aplicare a noii legi, nu ne-am aștepta ca legea adoptată în Texas să aibă o influență asupra piețelor de asigurări din alte state înainte sau după reforma din Texas. Prin urmare, compararea diferenței dintre nivelurile pierderilor din asigurările de sănătate din Texas înainte și după reforma din Texas cu diferența dintre nivelurile pierderilor din asigurările de sănătate înainte și după reforma din Texas ale unui stat neafectat de pierderi ne permite să izolăm influența directă a măsurilor de reformă a răspunderii civile delictuale asupra pieței asigurărilor de sănătate din Texas.

Pentru robustețe în DD, identificăm mai întâi asigurătorii care operează în două state diferite netratate – New Jersey și Colorado, și efectuăm două analize DD separate. Niciunul dintre cele două state nu a avut convulsii majore pe piața asigurărilor de sănătate (cum ar fi reformele asigurărilor de sănătate) în perioada care a precedat și a urmat îndeaproape punerea în aplicare a reformelor privind răspunderea civilă delictuală din Texas. Mai mult, niciunul dintre cele două state nu a adoptat reforme majore ale asigurărilor de malpraxis medical în perioada în care au avut loc reformele delictuale din Texas. De remarcat este faptul că în Colorado erau în vigoare mai multe măsuri de reformă a răspunderii civile delictuale înainte de 2003, inclusiv plafoane pentru daunele morale (adoptate în 1987), în timp ce în New Jersey erau în vigoare relativ puține măsuri de reformă a răspunderii civile delictuale și nu existau plafoane pentru daunele morale.

Potrivit lui Paik et al. , identificăm, de asemenea, trei subeșantioane suplimentare netratate, alcătuite din asigurători care își desfășoară activitatea în state neafectate de reformele răspunderii civile delictuale în perioada de eșantionare. Primul subeșantion este format din asigurători care își desfășoară activitatea în cele 41 de state care nu au adoptat o reformă majoră a răspunderii civile delictuale între 2001 și 2010.Nota 16 Al doilea subeșantion este format din asigurători care își desfășoară activitatea în cele 18 state care nu au adoptat niciodată un plafon pentru daunele nepatrimoniale sau pentru daunele totale în timpul perioadei de eșantionare.Nota 17 Al treilea subeșantion este format din asigurători care își desfășoară activitatea în nouă state care nu au adoptat un plafon pentru daune și care, așa cum sugerează Paik et al. , sunt similare Texasului atât din punct de vedere geografic, cât și cultural.Nota de subsol 18 Folosirea acelorași state netratate ca și Paik et al. adaugă un alt element de robustețe la comparațiile noastre cu fiecare stat în parte și ne permite să luăm în considerare concluziile lor în contextul piețelor private de asigurări de sănătate.Nota de subsol 19

În teorie, punerea în aplicare a analizei DD implică compararea diferenței dintre LPE mediu al asigurărilor de sănătate între asigurătorii care operează în Texas și asigurătorii din eșantioanele netratate înainte de promulgarea reformei din Texas. Această diferență este apoi comparată cu diferența în LPE mediu al asigurărilor de sănătate între asigurătorii care operează în Texas și asigurătorii din eșantioanele netratate după reforma din Texas. Deși reformele din Texas au intrat în vigoare în a doua parte a anului 2003, primul lor an complet de punere în aplicare a fost 2004. Prin urmare, analiza noastră DD ia în considerare modul în care pierderile s-au schimbat în 2004 și ulterior în raport cu 2003 și înainte.

În practică, analiza DD este implementată folosind un cadru de regresie.Nota de subsol 20 Estimăm mai multe specificații de modele unice care iau forma generală a următorului model 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)

unde.

Treat = o variabilă fictivă care indică faptul că asigurătorul i este membru al grupului de tratament în anul t și captează diferențele dintre grupul de tratament și grupul de control. În analiza noastră, Treat este egal cu unu pentru asigurătorii care operează în Texas și zero pentru asigurătorii care operează în celelalte state netratate descrise anterior;

Reformă = o variabilă fictivă egală cu unu dacă anul este mai mare sau egal cu 2004 și 0 dacă anul este mai mic de 2004; și.

Treat*Reformă = o variabilă fictivă egală cu unu pentru asigurătorii care sunt membri ai grupului de tratament în anii de după adoptarea reformelor privind răspunderea civilă delictuală.

Ceficientul pentru Treat*Reformă, β 3, este estimatorul DD. Formally,

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

Valoarea numerică a acestui coeficient este diferența dintre diferențele dintre LPE mediu al asigurărilor de sănătate în Texas și statul de control înainte și după implementarea reformelor. Testul t al coeficientului indică dacă estimarea diferenței în diferență este semnificativă din punct de vedere statistic. Un β 3 nesemnificativ din punct de vedere statistic ne-ar împiedica să respingem ipoteza nulă conform căreia reformele din Texas au influențat comportamentul medicilor într-un mod care s-a răsfrânt asupra pieței asigurărilor de sănătate. Un β 3 semnificativ din punct de vedere statistic și pozitiv (negativ) ar oferi sprijin pentru ipoteza noastră alternativă conform căreia adoptarea reformelor privind răspunderea civilă delictuală din Texas a influențat comportamentul medicilor într-un mod care, în ansamblu, a crescut (a scăzut) pierderile din asigurările de sănătate.

Analiza diferenței în diferență în diferențe

Într-un efort de a furniza dovezi suplimentare privind validitatea ipotezei noastre, utilizăm o analiză a diferenței în diferențe în diferențe (DDD) în care includem, ca grup de control suplimentar, un subeșantion de asigurători care operează în linii de afaceri care nu au legătură cu piețele de asigurări de sănătate sau de malpraxis medical. Ipotezele de identificare ale DDD sunt mai solide decât cele ale unei analize DD și contribuie la confirmarea constatărilor din secțiunea anterioară. În special, o strategie DDD controlează tendința potențial confuză a modificărilor în timp ale pierderilor din asigurările de sănătate care nu sunt legate de reforma malpraxisului medicalNota de subsol 21 și controlează, de asemenea, efectele confuze ale factorilor specifici statului care afectează pierderile din asigurări, în general. Ca atare, cadrul DDD îmbunătățește deficiențele analizei DD prin controlul unui set larg de alte influențe. În cazul în care rezultatele noastre sunt robuste la o analiză DDD, acest lucru ar sugera că rezultatele noastre nu se datorează unor evoluții false în mediul asigurărilor de sănătate din stat.

Pentru a pune în aplicare DDD, selectăm ca grup de control suplimentar un subeșantion de asigurători care activează în domeniul asigurărilor de daune corporale pentru autoturisme private de pasageri din Texas, New Jersey, Colorado și cele trei subeșantioane multi-statale identificate de Paik și colab.Nota de subsol 22 Cuantificăm pierderile suferite de acești asigurători în statele date ca pierderi per automobil (LPA), calculate ca valoare a pierderilor de daune materiale pentru autoturisme private de pasageri suferite de asigurătorul i în statul j în anul t, scalate printr-o măsură ponderată a numărului de automobile asigurate de asigurătorul i în statul j în anul t.Nota de subsol 23 Comparăm apoi diferența în diferențe între LPE și LPA în Texas înainte și după reforma răspunderii civile delictuale din Texas cu diferența în diferențe între LPE și LPA în statul (statele) de control înainte și după reforma răspunderii civile din Texas.

În practică, analiza DDD este implementată folosind un cadru de regresie. Estimăm mai multe specificații de model unice care iau forma generală a următorului model OLS:

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

(2)

unde.

Pierderi = LPE al asigurătorului i dacă asigurătorul este un asigurător de sănătate sau LPA al asigurătorului i dacă asigurătorul este un asigurător auto într-un anumit stat, într-un anumit an;

Tratament = o variabilă fictivă care indică faptul că asigurătorul i este membru al grupului de tratament în anul t și surprinde diferențele dintre grupul de tratament și grupul de control. În analiza noastră, Treat este egal cu unu pentru asigurătorii care își desfășoară activitatea în Texas și zero pentru asigurătorii care își desfășoară activitatea în celelalte state descrise anterior;

Control = o variabilă fictivă care indică faptul că asigurătorul i este un asigurător de sănătate în anul t și captează efectele pe care piața asigurărilor, în general, le poate avea asupra nivelurilor pierderilor din asigurările de sănătate. În analiza noastră, Control este egal cu unu dacă asigurătorul activează în domeniul asigurărilor de sănătate și egal cu zero dacă asigurătorul activează în domeniul asigurărilor auto într-un anumit stat într-un anumit an;

Reformă = o variabilă fictivă egală cu unu dacă anul este mai mare sau egal cu 2004 și 0 dacă anul este mai mic de 2004; și.

Treat*Control*Reformă = o variabilă fictivă egală cu unu dacă asigurătorul i este un asigurător de sănătate care își desfășoară activitatea într-un stat netratat în anul 2004 sau ulterior.

Ceficientul pentru Treat*Control*Reformă, β 7, este estimatorul diferenței în diferențe în diferențe. Valoarea numerică a acestui coeficient este diferența în diferențe în diferențe a mediilor LPE și LPA în Texas și în statul de control înainte și după punerea în aplicare a reformelor. Testul t al coeficientului indică dacă DDD este semnificativ din punct de vedere statistic. Un β 7 nesemnificativ din punct de vedere statistic ne-ar împiedica să respingem ipoteza nulă conform căreia reformele din Texas au influențat comportamentul medicilor într-un mod care s-a răsfrânt asupra pieței asigurărilor de sănătate. Un β 7 semnificativ din punct de vedere statistic și pozitiv (negativ) ar oferi sprijin pentru ipoteza noastră alternativă conform căreia adoptarea reformelor din Texas privind răspunderea civilă delictuală a influențat comportamentul medicilor într-un mod care, în ansamblu, a crescut (a scăzut) pierderile din asigurările de sănătate.