Efectos del copago farmacéutico sobre el consumo de medicamentos en Canarias

1 GRADO EN ECONOMÍA Efectos del copago farmacéutico sobre el consumo de medicamentos en Canarias Trabajo de Fin de Título presentado por: Alejandro Ojeda Báez DNI:45346138-M Fdo: Alejandro Ojeda Báez Las Palmas de Gran Canaria, a 7 de JUNIO de 2016. 2 ÍNDICE DE CONTENIDOS Páginas 1. Introducción y objetivos……………………………………………….. 5 2. Antecedentes…………………………………………………………… 7 3. Metodología……………………………………………………………. 8 3.1 Datos………………………………………………………………. 8 3.1.1 Cálculo del error de muestreo……………………………. 9 3.2 Modelos…………………………………………………………… 12 3.2.1 Modelos para el gasto…………………………………….. 12 3.2.1.1 Efectos fijos………………………………………… 13 3.2.1.2 Efectos aleatorios………………………………….. 14 3.2.2 Modelos para el consumo de medicamentos…………… 15 3.2.2.1 Efectos fijos…………………………………………. 15 3.2.2.2 Efectos aleatorios………………………………….. 16 3.3 Cálculo de la elasticidad-precio de la demanda……………….. 16 4. Resultados……………………………………………………………….. 17 4.1 Modelos de gasto…………………………………………………... 20 4.1.1 Efectos fijos………………………………………………….. 20 4.1.2 Efectos aleatorios……………………………………………. 26 4.2 Modelos de demanda de medicamentos…………………………. 28 4.2.1 Efectos fijos…………………………………………………… . 28 4.2.2 Efectos aleatorios……………………………………………. ...33 4.3 Elasticidad-precio de la demanda…………………………………..... 36 5. Conclusiones……………………………………………………………….…37 Referencias bibliográficas………………………………………………………40 3 ÍNDICE DE TABLAS Páginas Tabla 1. Cálculo del error de muestreo……………………………………………………………………….. 10 Tabla 2. Definición de las variables que forman la base de datos…………………………………………..11 Tabla 3. Interpretación de los parámetros del modelo de efectos fijos para el gasto……………………..13 Tabla 4. Interpretación de los efectos del RD. Modelo de gasto…………………………………………….14 Tabla 5. Interpretación de los nuevos parámetros del modelo de efectos aleatorios……………………..15 Tabla 6. Estadísticos descriptivos de las variables cuantitativas……………………………………………18 Tabla 7. Estadísticos descriptivos de las variables cualitativas……………………………………………..18 Tabla 8. Número de consumidores, gasto y consumo de recetas para los cuatro grupos ATC……………………………………………………………………………………….19 Tabla 9. Resultados de la estimación de los modelo de gasto por efectos fijos para los cuatro grupos de medicamentos…………………………………………………………….. ……20 Tabla 10. Estimación del efecto neto del Real Decreto en el gasto según el modelo de efectos fijos ……………………………………………………………………….……..23 Tabla 11. Resultados de la estimación de los modelo de gasto por efectos aleatorios para los cuatro grupos de medicamentos………………………………………………………….26 Tabla 12. Resultados de la estimación de los modelos de cantidades consumidas de medicamentos por efectos fijos para los cuatro grupos de medicamentos……………………………………….28 Tabla 13. Estimación del efecto neto del Real Decreto en el consumo de medicamentos según el modelo de efectos fijos……………………………………………………………… 30 Tabla 14. Resultados de la estimación de los modelos de cantidades consumidas de medicamentos por efectos aleatorios para los cuatro grupos de medicamentos……………… 34 Tabla 15. Conumo y precio medio de medicamentos para activos y pensionistas los trimestres 4,5 y 8…………………………………………………………………………………...36 Tabla 16. Estimación de los cambios a corto y a largo plazo en el consumo y gasto en los cuatro tipos de medicamentos atribuibles al efecto del RDL16/2012………………...36 Tabla 17. Elasticidades estimadas a corto y a largo plazo para la demanda de los cuatro grupos de medicamentos para los pensionistas………………………………………………37 4 ÍNDICE DE GRÁFICOS páginas Gráfico 1. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos A02……………………………………………..24 Gráfico 2. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C09……………………………………………...24 Gráfico 3. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C10……………………………………………...25 Gráfico 4. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos N05………………………………………………25 Gráfico 5. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos A02……………………………………………….31 Gráfico 6. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C09……………………………………………….32 Gráfico 7. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C10……………………………………………….32 Gráfico 8. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos N05………………………………………………...33 5 1. Introducción y objetivos La participación de los pacientes en el coste de los bienes y servicios sanitarios es algo muy usual en todos los sistemas sanitarios, ya que cuando el precio pagado por el paciente es inferior al precio de equilibrio de mercado, se produce un exceso de consumo, el cual induce a la aparición de riesgo moral. Los copagos se suelen imponer tanto a servicios de atención médica (hospitalizaciones, visitas médicas, intervenciones quirúrgicas, urgencias, pruebas diagnósticas) como a medicamentos y demás insumos. Los copagos farmacéuticos tienen una gran variedad de diseños en cuanto a forma, exenciones y alcance, y afectan al consumo de los medicamentos por los que se paga, teniendo además efectos cruzados sobre otros servicios médicos u otros medicamentos, sobre la salud de las personas y poblaciones y sobre la renta disponible y la equidad. En general, los copagos distribuyen los riesgos entre el Sistema Nacional de Salud y el consumidor. Los copagos suelen establecerse como complemento a otras medidas de política farmacéutica que afecten a los precios y a otros elementos del sistema. En España los copagos solo se habían aplicado a la prestación farmacéutica, manteniéndose inalterados desde los primeros años de la democracia. En 1978 se cambian las condiciones de copago que se establecía desde el año 1966, distinguiendo ahora entre activos y pensionistas del régimen general de la seguridad social, y dejando exentos de copago a los pensionistas durante 32 años. El porcentaje de copago de los activos se incrementó del 10% hasta el 40% a partir de 1980. Hasta julio de 2012 los pensionistas y sus dependientes estuvieron exentos de copago, aplicándose solo sobre los activos y sus dependientes, sin tener en cuenta sus características sociales y económicas. No existía una aportación máxima que debían realizar los individuos y las personas activas que pasaban a ser pensionistas o empezaban a recibir una pensión de discapacidad estaban automáticamente exentos del copago farmacéutico, así como sus dependientes. 6 El Real Decreto-ley 16/2012, de 20 de abril, cambia las condiciones y límites del copago que habían sido implementadas 32 años antes. En él se abre el camino para desfinanciar 400 medicamentos previamente cubiertos, recogiendo nuevas directrices y baremos de los copagos a implantar. También establece nuevas condiciones para tener la condición de asegurado por el Sistema Nacional de Salud español. El transporte no urgente, que hasta esta fecha había sido gratuito, deja de serlo, quedando potencialmente sujeto a copago. Las visitas médicas y hospitalización forman parte de la cartera básica del Sistema nacional de Salud y quedan exentas de copago. Los pensionistas empiezan a pagar por los medicamentos de dispensación ambulatoria un 10% del precio, con límites de aportación mensuales según niveles de renta. Para rentas superiores de 100.000 euros pagarán un 60% del PVP, siendo igual que la aportación de los activos salvo por el límite mensual de 61,75 euros que tienen los pensionistas. Una parte de los activos pasan de pagar un 40% a un 50% o 60%, dependiendo de la renta y sin límite máximo de aportación. Dado el gran cambio que supuso el RD16/2012 en cuanto a la aportación de los usuarios, el objetivo principal de este trabajo es el de hallar el efecto del nuevo copago en Canarias, tanto en términos de gasto de los individuos como de la cantidad consumida de medicamentos, comprobando si finalmente la implantación de esta política consigue de verdad eliminar el exceso de consumo existente por parte de los pensionistas debido a la gratuidad de los medicamentos. Una vez hecho esto se podrá calcular la elasticidad-precio de la demanda por parte de los pensionistas para cada grupo de medicamentos. Se han seleccionado los siguientes cuatro grupos de medicamentos como objeto de estudio: ATC 1 A02: fármacos para alteraciones relacionadas con la acidez (Inhibidores de la bomba de protones). ATC C09: agentes que actúan sobre el sistema renina-angiotensina (para tratar la hipertensión arterial). ATC C10: agentes modificadores de los lípidos (para reducir el colesterol en sangre). ATC N05: psicolépticos. 1 ATC es el acrónimo del Sistema de Clasificación Anatómica, Terapéutica, Química (Anatomical, Therapeutic, Chemical classification system) de medicamentos 7 Se han seleccionado estos cuatro grupos de medicamentos debido a que son los cuatro más consumidos en Canarias, siendo el grupo de los agentes modificadores de los lípidos el menos consumido de los cuatro, abarcando un 6,49% de la muestra inicial. El grupo más consumido es el de los psicolépticos, con un porcentaje del 10,03%. 2. Antecedentes En esta sección se describe de forma resumida la literatura sobre los copagos sanitarios y sus efectos. Durante las cuatro pasadas décadas, todos los países desarrollados han estado luchando contra el incremento del gasto en sanidad, el cual ha aumentado más que el PIB en la mayoría de países. Con la crisis económica se redujeron los ingresos del gobierno, lo que incrementó la presión para controlar los costes. Sin embargo, la experiencia sobre pasadas recesiones en países donde se redujo el gasto en salud muestra que esas reducciones duraron poco, ya que después de un corto período de tiempo el gasto se incrementó más aún (Scherer and Devaux, 2010). Los gastos farmacéuticos abarcan una gran proporción significativa y creciente del coste total en países desarrollados. Durante la última década se han intensificado los esfuerzos en frenar el crecimiento del gasto farmacéutico a través de una combinación de regulaciones de precios y controles de cantidad, además de aumentar la aportación de los usuarios en los costes. Los cambios en este reparto de costes tiene unos grandes efectos tanto en el consumo de medicamentos como en gasto farmacéutico (Puig-Junoy et al. 2011). El seguro compartido (coinsurance) es la forma más común de reparto de costes para medicamentos de prescripción en los sistemas sanitarios de la Unión europea. Los precios de referencia son una forma indirecta de compartir costes para ciertos medicamentos de prescripción médica. Mecanismos de protección pueden aplicarse a grupos particulares de individuos o a productos específicos, por ejemplo, a 8 medicamentos esenciales o para enfermedades crónicas (Jemiai N, Thomson S, Mossialos E. 2004). En Italia se ha estimado que un incremento en el copago de un euro reduce el número de prescripciones per cápita en un 4%, disminuyendo también el gasto farmacéutico público un 3,4% (Fiorio y Siciliani 2010). Por otro lado, un aumento del copago de un euro aumenta el número de prescripciones en un 3,4%, aumentando el gasto público farmacéutico un 4,9%. Por lo tanto, desde la perspectiva política, el efecto de una variación en el nivel de copago tiene una gran importancia. Si los políticos se preocuparan sobre el exceso de consumo de fármacos, la introducción de copagos podría ser una herramienta importante para contener ese consumo excesivo. Sin embargo, como señalan Goldman y Philipson (2007), puede haber un argumento a favor para copagos de baja cuantía, incluso si la elasticidad de la demanda es alta. Si los fármacos son sustitutivos del cuidado médico, un copago alto hará que se reduzca la demanda de fármacos y, simultáneamente, se incrementarán las visitas al médico (Fiorio y Siciliani 2010). Por ejemplo, Soumerai et al. (1994) descubren que incrementar el copago hace aumentar las visitas relacionadas con la salud mental y las visitas a emergencias. Horn et al. (1996) descubren que con copagos más altos se incrementan las hospitalizaciones y las visitas a emergencia para algunas enfermedades concretas. 3. Metodología 3.1 Datos La información utilizada en este estudio procede del Servicio Canario de Salud. La muestra escogida es una muestra aleatoria expresamente diseñada para el estudio. La base de datos está comprendida entre el 3 de junio de 2011 y el 30 de junio de 2013, es decir, desde un año antes hasta un año después de la implantación del Real Decreto-ley, en julio de 2012. La base de datos inicial cuenta con 2.301.668 observaciones correspondientes al consumo de medicamentos de 64.260 individuos. Se seleccionaron únicamente los activos de menos de 18.000 euros al año (ya que al 9 no superar este umbral de renta no se ven afectados por el Real Decreto-ley, ya que siguen pagando un 40% del PVP, por lo que se pueden seleccionar como grupo de control), y los pensionistas (se toman como grupo experimental, puesto que son el grupo que se ve afectado por la entrada en vigor del Real Decreto-ley). La base de datos final utilizada para el estudio, una vez seleccionados los grupos experimental y de control, y una vez eliminados todos los usuarios con incidencias (que han cambiado de estatus durante el periodo de observación o no han permanecido en la base de datos durante todo dicho el período), y manteniendo solamente los cuatro grupos de medicamentos de interés, cuenta con 167.181 observaciones para 16.278 usuarios. A partir de los datos originales se realiza una agregación por trimestres, contando con 8 trimestres, donde hay cuatro trimestres anteriores al Real Decreto-ley y otros cuatro posteriores. 3.1.1 Cálculo del error de muestreo La muestra está estratificada por islas y por situación de activo o pensionista, por lo que para hallar el error de muestreo se utiliza la metodología correspondiente al muestreo estratificado. Al haber siete islas y dos posibles condiciones (activo o pensionista), contamos con catorce estratos para hallar el error de muestreo, que se ha obtenido para la media de las dos variables de interés (gasto en euros y demanda de medicamentos). Las fórmulas utilizadas son las siguientes: 𝑥𝑗=1 𝑛𝑗∗∑xij 𝑛𝑗 𝑖=1 𝑊𝑗=𝑁𝑗/𝑁 𝑋𝑠𝑡 =∑𝑊𝑗∗𝑥𝑗 14 𝑗=1 𝑆󰆹𝑗2=∑(𝑥𝑖𝑗 −𝑥𝑗)2 𝑛𝑗−1 𝑛𝑗 𝑖=1 𝑉(𝑥𝑗)=𝑆󰆹𝑗2 𝑛𝑗∗(1−𝑛𝑗 𝑁𝐽) 𝑉(𝑋𝑠𝑡)=∑𝑊𝑗2∗ 14 𝑗=1 𝑉(𝑥𝑗) 𝐸=𝑡0,05,𝑛−14∗√𝑉(𝑋𝑠𝑡) 𝑬 (%)=𝑬 𝑿𝒔𝒕 16 La interpretación de cada parámetro es similar a la del modelo de gasto, pero en lugar de efectos sobre el gasto en medicamentos, se interpretan como efectos sobre la cantidad demandada de medicamentos. En este caso esperamos que el estimador diferencias en diferencias (DID) sea negativo, ya que el efecto esperado de un aumento en la aportación para los pensionistas sea una disminución en el consumo de medicamentos. 3.2.2.2 Efectos aleatorios: Al igual que en el modelo de gasto, añadimos las nuevas variables, donde los parámetros que las acompañan tienen la misma interpretación que en dicho modelo. Ahora hemos añadido también las variables “pensionista” y “pensiot”, ya que en el modelo de gasto se omitían debido a que antes del Real Decreto los pensionistas tenían una aportación de cero euros (cobertura del 100%), por lo que sería erróneo suponer que hay tendencia para los pensionistas antes del Real Decreto. 3.3 Cálculo de la elasticidad-precio de la demanda Una vez que se calculen los efectos sobre el gasto y demanda de medicamentos, se procederá finalmente a estimar la elasticidad-precio de cada grupo de medicamentos para los pensionistas, mediante la siguiente fórmula: 𝑛𝑢𝑚𝑟𝑒𝑐=𝛼0+𝛼1∗𝑡+𝛼2∗𝐷07_2012𝑡+𝛼3∗𝑡𝑅𝐷𝑡+𝛼4∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑡𝑖𝑡 +𝛼5∗𝑟𝑑𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑡 +𝛼6 ∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑡𝑅𝐷𝑖𝑡 +𝛼7∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑛𝑖𝑠𝑡𝑎𝑖+𝛼8∗𝑚𝑢𝑗𝑒𝑟𝑖+𝛼9∗𝑒𝑑𝑎𝑑𝑖+∑𝛼10ℎ 6 ℎ=1 ∗𝑖𝑠𝑙𝑎𝑠𝑖 +𝑎𝑖+𝑢𝑖𝑡 17 ε= ∆𝑞 𝑞 ∆𝑃 𝑃 Donde calcularemos tanto la elasticidad a corto plazo (cambio porcentual en el número de recetas demandadas entre el período cuatro y cinco, que es donde se implanta el Real decreto) para un cambio porcentual unitario en el precio pagado, como a largo plazo (cambio porcentual en el número de recetas demandadas entre los períodos cuatro y ocho). Para la cantidad media cogeremos la cantidad media de recetas adquirida por los pensionistas para todos los períodos. En cuanto al denominador, creamos la variable “P”, que resulta de dividir la aportación de los usuarios (P*q) entre el número de recetas (q). En t=4 el precio para los pensionistas era cero todavía, por lo que el incremento en el precio será el valor que tenga la variable “P” en t=5 o t=8, dependiendo de si estamos calculando la elasticidad a corto o largo plazo, respectivamente. El precio medio será la media de esta variable “P” para todos los períodos. 4. Resultados Las tablas siguientes (6 y 7) presentan las estadísticas descriptivas univariantes de las variables cuantitativas continuas y cualitativas respectivamente. 18 Tabla 6. Estadísticos descriptivos de las variables cuantitativas (desv. Típica entre paréntesis) Variables Media Total Antes del RD Después del RD numrec 14,735 (16,841) 17,465 (20,687) 12,188 (11,642) aport2 2,924 (6,651) 1,922 (6,469) 3,858 (6,683) edad 63,583 (15,096) 63,985 (14,933) 63,209 (15,237) Tabla 7. Estadísticos descriptivos de las variables cualitativas. Variables Valores % 0 48,3 1 51,7 t 1 11,5 2 11,8 3 12,4 4 12,7 5 12,5 6 12,7 7 13,1 8 13,4 0 29,9 1 70,1 Islas FV 2,8 GC 40,8 GM 1,91 HR 1,00 LZ 7,36 D07_2012 Pensionista 19 PL 7,26 TF 38,9 Se puede apreciar como la edad media es bastante elevada (63 años), ya que el 59% de la muestra son individuos de 63 años o más, mientras que solamente el 41% de la muestra son menores de 63 años. Esto es coherente con la variable “pensionista”, ya que como se puede ver el 70,1% de la muestra son pensionistas, mientras que activos solamente hay un 29,9%. En cuanto a la variable islas, como ya se ha mencionado antes, cada una tiene una dummy en el modelo, excepto Gran Canaria que se deja como referencia. Se ve como el 79,7% de la muestra es procedente de las dos islas más grandes (Gran Canaria y Tenerife), teniendo las cinco islas restantes un peso menor en la muestra (20,3%). Una vez realizado el análisis descriptivo, se da paso a las estimaciones de los modelos, dividiendo la base de datos por grupos de medicamentos. En la tabla se muestran algunos datos de interés para cada grupo de medicamentos. Tabla 8. Número de consumidores, gasto y consumo de recetas para los cuatro tipos de medicamentos estudiados Grupo de medicamento Observaciones Individuos Gasto medio (euros) Número de recetas medio 49.413 10.551 2,01 42.318 6.467 4,54 36.667 6.220 3,81 38.783 8.977 1,48 A02 C09 C10 N05 13,99 13,85 14,63 16,74 20 Los primeros modelos que empezaremos estimando son el de efectos fijos y efectos aleatorios para el gasto en medicamentos. 4.1 Modelos de gasto 4.1.1 Efectos fijos Como se menciona en el apartado de metodología, la ecuación a estimar por efectos fijos para el gasto en medicamentos es la siguiente: 𝑎𝑝𝑜𝑟𝑡2=𝛼0+𝛼1∗𝑡+𝛼2∗𝐷07_2012𝑡+𝛼3∗𝑡𝑅𝐷𝑡+𝛼4∗𝑟𝑑𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖+𝛼5∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑡𝑅𝑖𝑡 +𝑎𝑖+𝑢𝑖𝑡 Los valores de los parámetros estimados se recogen a continuación: Tabla 9. Resultados de la estimación de los modelo de gasto por efectos fijos para los cuatro grupos de medicamentos Códigos ATC A02 C09 C10 N05 t -0.078 -0.039 -0.051 -0.014 (5.64)** (1.74) (1.75) (0.92) D07_2012 -1.160 -0.749 -1.008 -0.059 (6.47)** (2.66)** (2.58)** (0.33) tRD 0.168 0.183 0.065 0.052 (5.66)** (3.91)** (1.01) (1.75) rdpens 2.416 3.186 2.729 0.854 (11.86)** (9.81)** (6.17)** (4.09)** pensiotRD 0.002 0.170 0.181 0.083 (0.05) (3.50)** (2.75)** (2.66)** _cons 1.536 2.940 2.874 0.940 (39.90)** (47.29)** (35.09)** (22.30)** 21 R2 0.15 0.25 0.10 0.10 N 49,413 42,318 36,667 38,783 * p<0.05; ** p<0.01 Se puede apreciar como el gasto en medicamentos tiene un comportamiento similar para los cuatro grupos, ya que el signo de los coeficientes es el mismo para todos ellos. El valor de la constante del modelo nos muestra cuál es el grupo de medicamentos en el que los usuarios gastan más, donde el grupo C09 (agentes que actúan sobre el sistema renina-angiotensina) es en el que más gastan los individuos y el grupo N05 (psicolépticos) en el que menos gastan los usuarios. Vemos que los coeficientes de la variable “t” son no significativos para los grupos C09, C10 y N05. Sin embargo, se aprecia como para el grupo A02 (Inhibidores de la bomba de protones) la tendencia es negativa, aunque cercana a 0. Esto quiere decir que los activos disminuían el consumo de medicamentos A02 en cada trimestre anterior al RD (t=1,..4). Los coeficientes de la variable “D07_2012” son todos negativos. Este parámetro no es de nuestro interés, ya que mide el cambio en gasto una vez que entra en vigor el Real Decreto–ley tanto para el grupo de activos como pensionistas, donde los activos no se ven afectados por el Real Decreto. La variable “tRD” muestra si hubo cambio de tendencia para los activos con la entrada del Real Decreto, y vemos que se produjo un cambio en tendencia para los grupos A02 (Inhibidores de la bomba de protones) y C09 (agentes que actúan sobre el sistema renina-angiotensina), donde se incrementa el gasto en ambos para cada trimestre. Como los activos no se vieron afectados por el Real Decreto, este cambio en tendencia puede haberse dado por factores externos al RD. En los grupos C10 y N05 (psicolépticos) no hay un cambio en tendencia significativo. 22 Como se explicó en el apartado de metodología, los parámetros de interés que miden el efecto diferencial del Real Decreto-ley en el gasto en medicamentos por parte de los pensionistas con respecto a los activos son los que acompañan a las variables “rdpens” y “pensiotRD”. Los coeficientes de “rdpens” son todos positivos y significativos, como era de esperar, lo que significa que el Real Decreto hizo que la aportación de los usuarios en medicamentos subiera de forma instantánea, por lo que hay un salto ascendente en la serie una vez que entra en vigor el Real Decreto. Por otra parte, el coeficiente de “pensiotRD” mide el cambio en tendencia para los pensionistas como consecuencia de la entrada en vigor del Real Decreto. Para el grupo A02 no hay cambio en tendencia significativo, lo que quiere decir que el comportamiento en el gasto de los pensionistas para este grupo no se vio alterado por el Real Decreto. Para los otros tres grupos, en cambio, se produce un efecto positivo en la tendencia, lo que significa que cada trimestre transcurrido a partir del RD, los pensionistas aumentan el gasto para estos tres grupos (C09, C10, N05). El mayor cambio en tendencia se produce para el grupo C10, donde por cada trimestre transcurrido después del RD los pensionistas gastaban 0,18 € más que los activos. El efecto del Real Decreto en el gasto de los pensionistas con respecto a los activos se recoge en la siguiente tabla. . 23 Tabla 10. Estimación del efecto neto del Real Decreto en el gasto según el modelo de efectos fijos Vemos como el efecto instantáneo mayor se da en el grupo C09, donde los pensionistas aumentaron su gasto en 4 € más que los activos a causa del Real Decreto. El grupo A02, al no tener cambio en tendencia, tiene la misma diferencia en gasto con respecto a los activos en los cuatro períodos posteriores al Real Decreto (aumento de 2,4 € más que los activos). A continuación se representa gráficamente la variable gasto estimada, que es la predicción del modelo para cada individuo de la muestra. En los gráficos se puede ver la evolución en el gasto de los pensionistas para cada grupo de medicamentos. Efecto (α4+α5*t) € por trimestre A02 C09 C10 N05 t=5 2,416 4,036 3,634 1,269 t=6 2,416 4,206 3,815 1,352 t=7 2,416 4,376 3,996 1,435 t=8 2,416 4,546 4,177 1,518 24 ATC A02: Gráfico 1. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos A02. ATC C09: Gráfico 2. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C09 25 ATC C10: Gráfico 3. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C10. ATC N05: Gráfico 4. Gasto trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos N05 En los gráficos anteriores se representa el efecto total del Real Decreto-ley en los pensionistas, y vemos como a partir de la entrada del RD el gasto sigue aumentando. 32 C09 Gráfico 6. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C09 C10 Gráfico 7. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos C10 33 N05 Gráfico 8. Consumo trimestral estimado para los pensionistas. Grupo de medicamentos N05 Se puede apreciar la gran caída en el consumo de estos cuatro grupos de medicamentos que supuso la entrada en vigor del Real Decreto-ley para los pensionistas, donde se observa que después de este descenso en consumo, la tendencia posterior es a la recuperación de la tendencia previa a la implantación del Real Decreto-ley. 4.2.2 Efectos aleatorios La ecuación a estimar es: 𝑛𝑢𝑚𝑟𝑒𝑐=𝛼0+𝛼1∗𝑡+𝛼2∗𝐷07_2012𝑡+𝛼3∗𝑡𝑅𝐷𝑡+𝛼4∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑡𝑖𝑡 +𝛼5∗𝑟𝑑𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑡 +𝛼6∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑡𝑅𝐷𝑖𝑡 +𝛼7∗𝑝𝑒𝑛𝑠𝑖𝑜𝑛𝑖𝑠𝑡𝑎𝑖+𝛼8∗𝑚𝑢𝑗𝑒𝑟𝑖+𝛼9∗𝑒𝑑𝑎𝑑𝑖 +∑𝛼10ℎ 6 ℎ=1 ∗𝑖𝑠𝑙𝑎𝑠𝑖+𝑎𝑖+𝑢𝑖𝑡 34 Tabla 14. Resultados de la estimación de los modelos de cantidades consumidas de medicamentos por efectos aleatorios para los cuatro grupos de medicamentos. A02 C09 C10 N05 t 0.210 0.303 0.382 0.080 (1.63) (2.56)* (2.59)** (0.37) D07_2012 0.116 0.636 0.299 -1.150 (0.18) (1.06) (0.40) (1.05) tRD -0.161 -0.199 -0.260 0.135 (1.07) (1.44) (1.51) (0.53) pensiot 0.466 0.454 0.471 0.012 (3.09)** (3.28)** (2.79)** (0.04) rdpens -2.602 -2.220 -2.073 -4.466 (3.41)** (3.14)** (2.41)* (3.31)** pensiotRD -0.377 -0.337 -0.369 -0.029 (2.14)* (2.08)* (1.87) (0.10) pensionista 6.128 5.673 5.393 13.518 (12.02)** (10.13)** (8.84)** (14.62)** mujer -0.868 -0.584 -0.170 -0.666 (6.58)** (2.57)* (0.84) (2.23)* edad 0.109 0.073 0.090 0.029 (19.64)** (6.01)** (8.22)** (2.73)** FTV -1.311 -0.957 -0.739 -1.573 (3.46)** (1.44) (1.25) (1.92) GM -0.370 0.752 0.597 -1.905 (0.80) (0.90) (0.83) (1.61) HR -0.682 -0.403 -0.249 -4.565 (1.00) (0.36) (0.29) (2.52)* LZT -0.954 -0.309 -0.802 -2.021 (3.79)** (0.70) (2.05)* (3.47)** PL -0.479 -0.137 0.132 -0.059 (1.88) (0.29) (0.31) (0.10) 35 TF -0.231 (1.56) -0.213 (0.85) -0.172 (0.77) -0.028 (0.09) _cons 1.155 2.693 1.881 4.948 (2.33)* (3.53)** (2.45)* (5.80)** N 43,851 37,369 32,444 34,358 * p<0.05; ** p<0.01 Los coeficientes que ya se incluían en el modelo de efectos fijos tienen valores similares. Los coeficientes de las nuevas variables incluidas se recogen a continuación. La variable “pensionista” indica la diferencia de demanda de medicamentos entre pensionistas y activos, y se puede apreciar que toma valores positivos y bastante grandes. La mayor diferencia se produce en el grupo de los psicolépticos (N05), donde los pensionistas demandan trece recetas más que los activos. Donde menos diferencia existe es en el grupo de los agentes modificadores de los lípidos (C10), con una diferencia aproximada de cinco recetas. Vemos también como las mujeres consumen menos medicamentos en los grupos A02, C09 y N05, aunque la diferencia es muy pequeña. En el grupo de agentes modificadores de los lípidos (C10) no hay diferencias significativas entre mujeres y hombres. En cuanto a la diferencia de consumo de medicamentos entre islas, hay un comportamiento diferenciado según isla y grupo ATC, destacando la mayor diferencia en el consumo de psicolépticos (N05) entre El Hierro y Gran Canaria, siendo esta de cuatro recetas menos en El Hierro. 36 4.3. Elasticidad-Precio de la demanda En la siguiente tabla se muestran los datos de número de recetas (Q) y Precios (P) para cada medicamento y para tres períodos: t=4 (el trimestre previo al RDL), t=5 (el primer trimestre de aplicación) y t=8 (el último de la muestra). Tabla15.Conumo y precio medio de medicamentos para activos y pensionistas los trimestres 4,5 y 8 t=4 t=5 t=8 A02 Q 17,38 13,49 13,78 P 0 0,17 0,19 C09 Q 16,17 13,12 13,66 P 0 0,40 0,48 C10 Q 17,13 13,51 14,09 P 0 0,26 0,28 N05 Q 21,85 17,54 17,71 P 0 0,096 0,12 Los incrementos en cantidades y precios estimados según los modelos se muestran a continuación, tanto a largo plazo como a corto plazo. Tabla 16. .Estimación de los cambios a corto y a largo plazo en el consumo y gasto en los cuatro tipos de medicamentos atribuibles al efecto del RDL16/2012 A02 C09 C10 N05 ΔQCP -3,89 -3,05 -3,62 -4,31 ΔQLP -3,6 -2,51 -3,04 -4,14 ΔPCT 0,17 0,4 0,26 0,096 ΔPLP 0,19 0,48 0,28 0,12 37 Finalmente, utilizando la fórmula presentada en el apartado de metodología se hallan la elasticidad-precio de la demanda de medicamentos para los pensionistas, tanto a largo como a corto plazo: Tabla 17. Elasticidades estimadas a corto y a largo plazo para la demanda de los cuatro grupos de medicamentos para los pensionistas A corto plazo vemos que las elasticidades son parecidas para los cuatro grupos de medicamentos, siendo la correspondiente al grupo C09 la más inelástica. Si aumenta el precio un 1%, entonces la contracción de la demanda para este grupo será del 0,109%. A largo plazo todas las elasticidades son menores en valor absoluto. Vemos cómo prácticamente la demanda de estos cuatro medicamentos es bastante inelástica, siendo la demanda más inelástica la del grupo de inhibidores de la bomba de protones (A02) a largo plazo, y la del grupo de psicolépticos (N05) a corto plazo. 5. Conclusiones En España, el gasto en medicamentos de prescripción ambulatoria antes del Rreal Decreto-Ley 16/2012 se caracterizaba por tener una regulación obsoleta, la cual ponía prácticamente toda la atención en lo que a precios se refiere, dejando la regulación sobre cantidades de lado. Hasta 2010 el gasto evolucionaba simultáneamente con las cantidades (recetas), mientras que en 2010 se empiezan a establecer rebajas en los precios. Es en 2012 cuando se incrementan los copagos con el objetivo de disminuir el enorme gasto que suponían los fármacos en aquél entonces, además de reducir el exceso de consumo de medicamentos que se estaba dando, ya que el consumo de A02 C09 C10 N05 εCP -0,123 -0,109 -0,117 -0,125 εLP -0,102 -0,075 -0,0915 -0,096 38 medicamentos por persona en España se había situado entre los más elevados en el contexto internacional. El principal objetivo de este trabajo ha sido el de intentar identificar el efecto que tuvo dicho copago, en nuestro caso, en los pensionistas con renta inferior a 100.000€, puesto que supuso un cambio importante en las condiciones y límites de aportación, además de desfinanciar a una gran lista de medicamentos antes cubiertos, y comprobar si realmente la implantación del Real Decreto consigue disminuir el exceso de consumo de medicamentos y así frenar el gasto público farmacéutico. Vimos que la modificación y reestructuración del copago mediante el Real Decreto-ley de 2012 tiene dos efectos importantes: El primero y más directo es el efecto sobre el gasto de los pensionistas en medicamentos, ya que el Real Decreto-ley de 2012 hace que aumente de forma instantánea la aportación de este grupo en una cantidad notable. Pudimos ver como este aumento instantáneo en aportación fue de entre 1,4 y 4 euros por trimestre con respecto a la aportación de los activos, según grupo de medicamentos. Aparte de este efecto instantáneo vimos también que hay un efecto en tendencia que afecta solamente a ciertos grupos de medicamentos, y que se apreciaba como en ellos a medida que transcurre el tiempo el gasto en medicamentos sigue aumentando cada vez más. El segundo efecto es aquél que recae sobre la demanda (consumo) de medicamentos, puesto que sabemos que un aumento en los precios, en este caso en la aportación de los pensionistas, provoca rápidamente una contracción en la demanda de medicamentos, tal y como demostramos en los resultados del modelo de demanda. El aumento en aportación para el grupo de estudio de pensionistas fue de un 10% según establecía el Real Decreto-Ley 16/2012, de 20 de abril, teniendo como resultado una reducción instantánea en el consumo de entre dos y cuatro recetas por trimestre aproximadamente, según grupo de medicamentos. Al igual que con el gasto, también el consumo posterior al Real Decreto se ve afectado por un cambio en tendencia, en este caso solamente en el grupo de agentes que actúan sobre el sistema renina-angiotensina (C09), donde el consumo cae cada vez más a lo largo del 39 tiempo comparado con el consumo por parte de los activos. Sin embargo, si en lugar de mirar el efecto neto miramos el efecto bruto, es decir, la evolución del consumo de medicamentos por parte de los pensionistas sin tener en cuenta al grupo de activos, se aprecia cómo aunque sigue habiendo una caída abrupta de la cantidad dispensada, hay una tendencia subyacente hacia la recuperación de la tendencia previa. 40 Referencias Bibliográficas Atella, V. Peracchi, F., Depalo, D. and Rossetti, C. (2006). “Drug compliance, copayment and health outcomes: Evidence from a panel of Italian patients”. Health Economics, 875–892. Augurzky, B., Thomas K. Bauer, Scchaffner, S. (2006). “Copayments in the German Health System: Does it work?”. IZA, 1-17. Blais, L., Couture, J., Rahme, E., LeLorier, J. (2003). “Impact of a cost sharing drug insurance plan on drug utilization among individuals receiving social assistance”. Health Policy, 163-172. Contoyannisa, P., Hurleya, J., Grootendorstb, P., Jeona, S. (2005). “Estimating the price elasticity of expenditure for prescription drugs in the presence of non-linear price schedules: an illustration fromQuebec, Canada”. Centre for Health Economics and Policy Analysis, McMaster University, 909-923. Puig-Junoya, J., García-Gómez, P., Casado-Marínc, D. (2010). “Co-payments and the demand for pharmaceuticals: Evidence from Italy”. Tinbergen Institute, 1-31. Kima, J., Kob, S., Yanga, B. (2005). “The effects of patient cost sharing on ambulatory utilization in South Korea”. Health Policy, 293-300. Nolan, A. (2008). “Evaluating the impact of eligibility for free care on the use of general practitioner (GP) services: A difference-in-difference matching approach”. * Social Science & Medicine, 67, 1164-1172. Puig--‐Junoy J. ¿Quién teme al copago?: el papel de los precios en nuestras decisiones sanitarias: Los Libros del Lince; 2012. 41 Chernew ME, Newhouse JP. What does the RAND Health Insurance Experiment tell us about the impact of patient cost sharing on health outcomes? The American journal of managed care. 2008; 14(7):412. Pauly MV. Insurance and Drug Spending. The Oxford Handbook of the Economics of the Biopharmaceutical Industry. 2012:336. Loewenstein G, Asch DA, Friedman JY, Melichar LA, Volpp KG. Can behavioural economics make us healthier? BMJ. 2012; 344. Gonzalez Lopez--‐Valcarcel B, Librero J, Sanfelix--‐Gimeno G, Peiro S. Are prescribing doctors sensitive to the price that their patients have to pay in the Spanish National Health System? BMC Health Serv Res. 2011.11-333. Sinnott S--‐J, Buckley C, David O, Bradley C, Whelton H. The effect of copayments for prescriptions on adherence to prescription medicines in publicly insured populations; a systematic review and meta--‐analysis. PLoS One. 2013;8(5):e64914. Kiil A, Houlberg K. How does copayment for health care services affect demand, health and redistribution? A systematic review of the empirical evidence from 1990 to 2011. The European Journal of Health Economics. 2014;15(8):813--‐28. Cherkin DC, Grothaus L, Wagner EH. Is magnitude of co--‐payment effect related to income? Using census data for health services research. Social science & medicine. 1992;34(1):33--‐41. Chernew ME, Newhouse JP. What does the RAND Health Insurance Experiment tell us about the impact of patient cost sharing on health outcomes? The American journal of managed care. 2008;14(7):412. Pauly MV. Insurance and Drug Spending. The Oxford Handbook of the Economics of the Biopharmaceutical Industry. 2012:336.