Impacto de la reforma del copago farmacéutico sobre la utilización de medicamentos antidiabéticos, antitrombóticos y para la obstrucción crónica del flujo aéreo

Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. www.msc.es/resp ORIGINAL Recibido: 25 de enero 2016 Aceptado: 20 de abril de 2016 Publicado: 29 de abril de 2016 IMPACTO DE LA REFORMA DEL COPAGO FARMACÉUTICO SOBRE LA UTILIZACIÓN DE MEDICAMENTOS ANTIDIABÉTICOS, ANTITROMBÓTICOS Y PARA LA OBSTRUCCIÓN CRÓNICA DEL FLUJO AÉREO (*) Jaume Puig-Junoy (1), Santiago Rodríguez-Feijóo (2), Beatriz González López-Valcárcel (2) y Vanessa Gómez-Navarro (3). (1) Universitat Pompeu Fabra de Barcelona. Departamento de Economía y Empresa. Center for Research in Health and Economics (CRES-UPF). (2) Universidad de las Palmas de Gran Canaria (ULPGC). Departamento de Métodos Cuantitativos en Economía y Gestión. (3) IMS Health. (*) Este trabajo ha sido realizado en el marco del convenio de colaboración entre IMS Health y la Universitat Pompeu Fabra. Correspondencia Jaume Puig-Junoy Universitat Pompeu Fabra Ramón Trias Fargas, 25-27, edificio Jaume I 08005 Barcelona [email protected] Cita sugerida: Puig-Junoy J, Rodríguez-Feijóo S, González López-Valcárcel B, Gómez-Navarro V. Impacto de la reforma del copago farmaceútico sobre la utilización de medicamentos antidiabéticos, antitrombóticos y para la obstrucción crónica del flujo aéreo. Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. RESUMEN Fundamentos: En 2012 cambió la legislación española que regulaba el copago farmacéutico de la prestación farmacéutica del Sistema Nacional de Salud (SNS). El objetivo fue conocer si este cambio afecta al consumo de los medicamentos para enfermedades crónicas, tales como antidiabéticos, antitrombóticos y fármacos contra padecimientos obstructivos de las vías respiratorias. Método: Estudio observacional longitudinal retrospectivo. Se utilizaron modelos de regresión lineal segmentada general para series de tiempo interrumpido. Las variables analizadas fueron el número de dosis diarias definidas (DDDs) y el importe de la facturación de las dispensaciones financiadas y no financiadas por el SNS desde septiembre de 2010 hasta agosto de 2015 (T=60). Resultados: La tasa de variación estimada de las DDDs fue negativa pero decreciente para los 3 subgrupos terapéuticos a los 6, 12, 24 y 38 meses de la intervención: -0,1% para antidiabéticos a los 6 meses y 0,3% a los 38 meses; -3,7% para antitrombóticos a los 6 meses y -4,6% a los 38 meses; -2,7% a los 6 meses para anti-asma y EPOC y -1,3% a los 38 meses. Se estimó una reducción mantenida y significativa del gasto únicamente en el subgrupo para asma y EPOC: -5,2% a los 6 meses, -7,0% a los 12 meses y a los 24 meses y -6,2% a los 38 meses. Conclusiones: La reforma del copago farmacéutico de 2012 ocasionó una reducción inmediata y significativa en el número de dosis diarias definidas de los tres grupos terapéuticos estudiados. Este efecto nivel no fue permanente ya que se acompañó de un cambio en la tendencia de crecimiento en los meses post-intervención que, en parte, compensó el efecto sobre el nivel. Palabras clave: Utilización de medicamentos. Estudios de series temporales. Reforma sanitaria. Legislación farmacéutica. Trombosis. Asma. Enfermedad pulmonar obstructiva crónica. Farmacoeconomía. ABSTRACT Impact of the Pharmaceutical Copayment Reform on the Use of Antidiabetics, Antithrombotics and Drugs for Chronic Airflow Obstructions. Spain Background: In 2012 it changed the Spanish legislation regulating the pharmaceutical copayment by the National Health System (NHS). The objective was to know if the Spanish pharmaceutical copayment reform in 2012 has affected drugs consumptions for chronic diseases such as antidiabetics, antithrombotics and agents against obstructive conditions of the respiratory tract. Methods: Retrospective longitudinal observational study, using general segmented linear regression models for interrupted time series. The variables analyzed were the number of defined daily doses (DDDs) and the amount corresponding to public funding and not public funding from the NHS since September 2010 to August 2015 (T=60). Results: The estimated variation rate of DDDs is negative but decreasing for the three therapeutic subgroups at 6, 12, 24 and 38 months after the intervention: The estimated variation rate of DDDs is negative but decreasing for the most part of the three therapeutic subgroups at 6, 12, 24 and 38 months after the intervention: -0.1% for antidiabetics after 6 months and 0.3% after 38 months; -3.7% for antithrombotics after 6 months and -4.6% after 38 months; -2.7% for asthma and COPD drugs after 6 months and -1.3% after 38 months. A sustained and significant reduction in expenditure was estimated only in the subgroup of asthma and COPD drugs: -5.2% after 6 months, -7.0% after 12 months and after 24 months, and -6.2% after 38 months. Conclusions: The pharmaceutical copayment reform of 2012 led to an immediate and significant reduction in the number of DDDs of all three therapeutic subgroups selected in this study. This level effect is not permanent, as it is accompanied by a change in the growth trend in the post-intervention months, which has partly offset the effect on the level. Keywords: Drug utilization. Interrupted time series analysis. Health care reform. Legislation, pharmacy. Agents, Antidiabetic. Thrombosis. Asthma. Chronic airflow obstruction. Economics, Pharmaceutical. Jaume Puig Junoy et al. 2 Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. INTRODUCCIÓN El Sistema Nacional de Salud (SNS) español dispuso hasta mediados de 2012, antes de la entrada en vigor del Real Decreto Ley 16/20121, de una cobertura farmacéutica sin copago para pensionistas y sus dependientes mientras los sujetos activos –salvo excepciones, como los funcionarios de Muface– debían pagar el 40% del precio de los medicamentos. En el caso de los fármacos indicados principalmente para enfermedades crónicas se aplicaba un porcentaje de copago del 10%, con un tope por prescripción. Por otra parte, no existían topes o techos en la cantidad máxima de aportación que debían realizar los individuos. Los porcentajes nominales de co-aseguramiento (40% y 10%) permanecieron inalterados en las dos últimas décadas pese a que el copago efectivo medio había quedado en menos de la mitad desde los años 80 (pasando del 15 % en 1980 al 7 % en 2009)2. La reducción de la participación efectiva en el copago vendría explicada por el progresivo envejecimiento de la población, el incremento en el número de medicamentos con un copago del 10% y el consumo excesivo asociado al potencial riesgo moral. En junio de 2012 se produjo una reforma bastante profunda de la legislación sobre el sistema de copago de los medicamentos dispensados en las oficinas de farmacia, con tres tipos de políticas (“tripago”) que entraron en vigor casi de manera concurrente entre finales de junio y comienzos de octubre de 2012. Se trató de: (i) la introducción temporal del copago de un euro por receta con un máximo anual en Catalunya y Madrid, adoptando la forma de una tasa autonómica, hasta su suspensión por el Tribunal Constitucional2; (ii) la reforma del copago estatal, que puso fin a la gratuidad extensiva a todos los pensionistas, haciéndoles pagar el 10% del precio de los medicamentos con un límite máximo mensual, que al mismo tiempo aumentó el porcentaje del precio a cargo de determinados activos hasta el 50 y el 60 % dependiendo de su nivel de renta; y (iii) la desfinanciación de un conjunto de más de 400 medicamentos que suponían la mayor parte de determinados grupos terapéuticos indicados para síntomas menores. El impacto inicial de la reforma del copago de 2012 ha sido analizado con datos agregados de series temporales en algunos estudios previos para el ámbito geográfico de una sola Comunidad Autónoma3, empleando únicamente el número de recetas como medida del gasto4-6 y con períodos de tiempo post-intervención que no superaron los 18 meses. Únicamente el trabajo de Sánchez et al3 presentó resultados para algunos grupos terapéuticos de mayor consumo además de los resultados globales. El presente estudio contribuye al conocimiento del impacto agregado de la reforma del copago sobre el número de dosis diarias definidas (DDDs) y del gasto a cargo del SNS, siendo el primero que analiza un período post-intervención superior a los 3 años, lo cual permite conocer el impacto para tres subgrupos terapéuticos del Sistema de Clasificación Anatómica, Terapéutica, Química (ATC por sus siglas en inglés) de la Organización Mundial de la Salud (OMS) con una elevada presencia de medicamentos para enfermedades crónicas y que suponen casi una cuarta parte del gasto total en medicamentos extrahospitalarios del SNS. Asimismo, es el primer estudio que analiza el impacto de la reforma del copago sobre el consumo y el gasto privado de los tres subgrupos de medicamentos seleccionados. El estudio se diseñó con la finalidad de estimar la reducción en el uso de medicamentos atribuible al RDL16/20121 a corto y a medio plazo, es decir, tanto el cambio de nivel como el posible cambio de tendencia temporal. Los tres subgrupos terapéuticos incluidos en este trabajo se eligieron a partir de su importante peso relativo dentro de la dispensación de medicamentos extra-hospitalarios con financiación del SNS, no habiendo sido afectados por la desfinanciación: en los 12 meses ante- IMPACTO DE LA REFORMA DEL COPAGO FARMACEÚTICO SOBRE LA UTILIZACIÓN DE MEDICAMENTOS ANTIDIABÉTICOS, ANTITROMBÓTICOS Y... Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. 3 riores a agosto de 2015 representaron conjuntamente el 12,6% de las unidades dispensadas (4,5% los antidiabéticos, 4,6% los antitrombolíticos y 3,5% los anti EPOC-asma) y casi una cuarta parte (el 24,6%) del gasto público total en recetas facturadas (10,8% los antidiabéticos, 5,1% los antitrombolíticos y 8,7% los anti EPOC-asma). El objetivo general de este trabajo fue medir el impacto de los cambios introducidos por el RDL16/20121 de tres subgrupos terapéuticos del ATC: antidiabéticos, agentes antitrombóticos y agentes contra padecimientos obstructivos de las vías respiratorias, o productos para enfermedad pulmonar obstructiva crónica y asma. MATERIAL Y MÉTODOS Diseño. Estudio observacional longitudinal de carácter retrospectivo que analizó la dispensación de medicamentos antidiabéticos (A10), agentes antitrombóticos (B01A) y agentes contra padecimientos obstructivos de las vías respiratorias, o productos para EPOC y antiasma (R03) de farmacias españolas desde septiembre de 2010 hasta agosto de 2015 (60 meses). Dado que la intervención analizada (cambios en el sistema de copago) entró en vigor en julio de 2012, se analizaron 22 meses previos a la intervención y 38 meses posteriores. Datos. Se analizaron las dispensaciones realizadas durante el período de estudio en oficinas de farmacias españolas recogidas en la base de datos de IMS Health, cuya información se obtiene a partir de la facturación de una muestra representativa de farmacias. Esta base de datos contiene información sobre las dispensaciones de medicamentos financiados por el SNS así como de las dispensaciones no financiadas por él. Se seleccionaron los subgrupos terapéuticos A10: fármacos usados en diabetes (antidiabéticos); B01A: antitrombóticos y R03: agentes contra padecimientos obstructivos de las vías respiratorias: enfermedad pulmonar obstructiva crónica (EPOC) y asma. Las variables de información disponibles en la base de datos para cada presentación farmacéutica (producto-envase) dispensada de los tres subgrupos terapéuticos seleccionados fueron las siguientes: subgrupo terapéutico ATC3 y ATC2, principio activo, especialidad farmacéutica (descripción), medicamento genérico (si/no), tipo de aportación del usuario del SNS (reducida o general), número mensual de unidades e importe mensual de las ventas valorado como precio de venta de laboratorio (PVL). Estas dos últimas variables se encuentran disponibles distinguiendo las ventas financiadas de las no financiadas por el SNS en Euros corrientes. A partir de las definiciones de la OMS y fuentes complementarias para combinaciones de moléculas, las unidades de producto se convirtieron a dosis diaria definidas (DDDs) con objeto de disponer de series homogéneas de cantidades que se pudieran agregar. Por cociente entre valor (a PVL) y cantidad (DDDs) se calculó el precio unitario por DDD de cada presentación. Los datos primarios de consumo y de gasto (987 series temporales) se agruparon en 119 moléculas (o combinaciones de moléculas) diferentes, que correspondían a su vez a 26 subgrupos de medicamentos al nivel de la clasificación ATC3 (figura 1). Las variables de resultado que se utilizaron fueron el número de DDDs y el importe de la facturación de las dispensaciones financiadas por el SNS y sin financiación pública (financiación privada y de mutualidades públicas) valoradas como PVL. Los datos de cada producto-envase se agregaron a nivel de subgrupos terapéuticos ATC2, ATC3 y principio activo (tabla 1). Como resultado, para cada subgrupo terapéutico se construyeron cuatro series temporales con 60 observaciones mensuales cada una de ellas: 1) DDD’s financiadas por el SNS; 2) DDD’s sin financiación del SNS; 3) importe total a PVL de las DDDs con financiación del SNS (total o parcial); y 4) importe total a PVL de las DDDs sin financiación del SNS. Jaume Puig Junoy et al. 4 Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. Análisis estadístico. La estimación del impacto de los cambios en el copago del SNS introducidos en julio de 2012 (intervención) sobre el consumo (DDDs) y el gasto (valorado como PVL) se llevó a cabo mediante una modelización agregada para las cuatro series temporales de cada uno de los tres subgrupos terapéuticos a nivel ATC2 (12 modelos estimados). Se estimó el impacto tanto para el consumo y gasto financiado por el SNS como para el no financiado por el SNS a fin de identificar posibles efectos cruzados del cambio en el copago público sobre el consumo y gasto no financiado por el SNS. Un análisis descriptivo preliminar de las series temporales agregadas (figura 2) permitió identificar para el subgrupo A10 (antidiabéticos) dos segmentos temporales de las variables dependientes después de la intervención: un primer período que se denominó de adaptación a la intervención, el cual que corresFigura 1 Número de observaciones (series temporales) en los cuatro niveles de desagregación Tabla 1 Subgrupos terapéuticos seleccionados ATC2 y ATC3 Subgrupo ATC Descripción A10 Fármacos usados en diabetes A10A Insulinas y análogos A10B Fármacos hipoglucemiantes excluyendo insulinas B01A Agentes antitrombóticos B01AA Antagonistas de vitamina K B01AB Heparina y derivados B01AC Antiagregantes plaquetarios (excluida heparina) B01AE Inhibidores directos de la trombina B01AF Inhibidores directos del factor Xa B01AX Otros agentes antitrombóticos R03 Agentes contra padecimientos obstructivo de las vías respiratorias R03A Adrenérgicos, inhalatorios R03B Otros agentes contra padecimientos obstructivos de las vías respiratorias, inhalatorios R03C Adrenérgicos para uso sistémico R03D Otros agentes sistémicos contra padecimientos obstructivos de las vías respiratorias La lista detallada de los principios activos que integran cada uno de los subgrupos terapéuticos se puede consultar en http://www.aemps.gob.es/industria/etiquetado/conduccion/listadosPrincipios/home.htm Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. 5 IMPACTO DE LA REFORMA DEL COPAGO FARMACEÚTICO SOBRE LA UTILIZACIÓN DE MEDICAMENTOS ANTIDIABÉ TICOS, ANTITROMBÓTIC OS Y... pondió a los meses desde la intervención (julio 2012) hasta enero de 2014 (inclusives) y un segundo período a partir de febrero 2014, que denominamos período de continuidad. Las series temporales de los subgrupos B01A (anti-trombóticos) y R03 (EPOC y asma) presentaron un único segmento posterior al mes de intervención. Figura 2 Series mensuales de dosis diarias definidas y gasto a precio de venta del laboratorio para los tres subgrupos terapéuticos Se especificó el siguiente modelo de regresión lineal segmentada general para series de tiempo interrumpido7,8, que incorporó una tendencia lineal quebrada tanto en nivel como en pendiente a partir de julio de 2012: Los modelos fueron tipo log-lin, es decir, la variable dependiente estaba en logaritmos de forma que los efectos se estimaron en términos relativos. Por eso, el segundo miembro de la fórmula era una expresión exponencial. El número mensual de DDDs y el importe del gasto valorado como PVL estuvieron representados alternativamente por la variable dependiente yt, donde t es el tiempo en meses desde el mes 1 (septiembre de 2010) hasta el mes 60 (agosto de 2015). S1 era la variable indicadora de antes y después de la intervención durante el denominado período de adaptación a la intervención, codificándola Jaume Puig Junoy et al. 6 Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. como “0” antes de la intervención y como “1” después de la intervención. S2 era la variable indicadora del período de continuidad, codificándola como “0” antes de la finalización del período de adaptación (enero de 2014) y “1” después. DJunio 2012 t era una variable que tomó el valor 1 en junio del año 2012 y “0” en el resto. Esta variable recogió el efecto adelanto (stockpilling) al Real Decreto Ley 16/20121. En los modelos del subgrupo R03 (EPOC y asma), por presentar estacionalidad mensual, se incluyeron además efectos estacionales mediante las variables Di t, que tomaron el valor 1 si la observación se realizaba en el mes i (i=2,…12) y “0” en caso contrario, y seleccionando aquellas variables estacionales que eran estadísticamente significativas. Como se ha señalado, únicamente los modelos para el subgrupo A10 incorporaron un segmento diferenciado, mediante la variable S2, a partir de enero de 2014, resultado de la observación descriptiva de las series y del proceso interactivo de análisis de los residuos de los modelos estimados. El coeficiente α1 mide el nivel de la variable dependiente yt al principio del período (nivel inicial); α2 mide el cambio de nivel de la variable dependiente (efecto inmediato de la medida o efecto a corto plazo) que se produjo a partir de la intervención en julio de 2012 y hasta enero de 2014 (cambio de nivel en el período de adaptación); α3 mide el cambio de nivel de la variable dependiente una vez finalizado el período de adaptación a partir de febrero de 2014 (cambio de nivel en el período de continuidad) en el caso del subgrupo A10. Estos cambios de nivel se midieron respecto al nivel que presentaba cada serie en el mes anterior al inicio del período de adaptación y/o continuidad. El coeficiente β1 mide la tendencia o pendiente de la variable dependiente para el período pre-intervención, septiembre de 2010 a junio de 2012 (tendencia pre-intervención); β2 mide el cambio de la tendencia o pendiente de la variable dependiente (efecto permanente o a largo plazo) a partir de julio de 2012 y hasta enero de 2014 (cambio en la tendencia en el período de adaptación, para el subgrupo A10) o hasta el final del periodo de observación para los subgrupos B02A y R03. Y β3 mide el cambio de la tendencia o pendiente una vez finalizado el período de adaptación, a partir de febrero 2014 para el subgrupo A10. γ mide el consumo adelantado a junio de 2012 con el efecto de evitar en lo posible el copago adicional a partir de julio de 2012 como consecuencia de la entrada en vigor del RDL 16/2012. Y δi recogió el efecto estacional del mes i para el grupo R03 con respecto al grupo de meses con una componente estacional similar al mes de enero. ϕ(L) y θ(L) son polinomios de retardos y εt la perturbación aleatoria normal e independientemente distribuida. De esta forma, el impacto de la intervención pudo ser evaluado a través del posible efecto puntual sobre el nivel de la variable dependiente durante el período inmediatamente posterior a la intervención y también a través del posible efecto derivado del cambio permanente en la tendencia de la misma variable. En ambos casos se distingue el impacto postintervención durante el período de adaptación a la intervención y en el de continuidad. En concreto (eα2-1) por100 mide el porcentaje de cambio inmediato en el nivel de la variable dependiente en el período de adaptación y (eα3-1) por100 mide el porcentaje de cambio inmediato en el nivel de la variable dependiente en el período de continuidad. Asimismo, (eβ2-1) por100 mide el cambio porcentual en el ritmo de crecimiento mensual (cambio de tendencia) de la variable de interés durante el período de adaptación con respecto al período preintervención; y (eβ3-1) por100 mide el cambio porcentual en el ritmo de crecimiento mensual (cambio de tendencia) de la variable de interés durante el período de continuidad con respecto al período de adaptación. El proceso de estimación se realizó en tres fases. En la primera se prescindió de las estructuras polinomiales de retardos de la es- Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. 7 IMPACTO DE LA REFORMA DEL COPAGO FARMACEÚTICO SOBRE LA UTILIZACIÓN DE MEDICAMENTOS ANTIDIABÉTICOS, ANTITROMBÓTICOS Y... pecificación [1]. Una vez estimados estos modelos, se hizo un análisis gráfico y estadístico de sus residuos en busca de evidencia de comportamientos no estacionarios en los mismos. Para ello se realizó el contraste de Dicker-Fuller ampliado, rechazando en todos los casos la existencia de raíz unitaria regular. Para las series del grupo ATC2 R03 se observó un fuerte componente estacional. Sin embargo, dado el tamaño de las series temporales no pareció adecuado realizar un contraste de raíces unitarias estacionales. En los casos necesarios se incorporaron variables dicotómicas estacionales siempre y cuando fueran estadísticamente significativas. En la segunda fase de la modelización se estudió la Función de Autocorrelación Simple (FAS) y la Función de Autocorrelación Parcial (FAP) de los errores de cada modelo, incorporando la estructura SARMA necesaria usando la técnica Box-Jenkins, hasta obtener evidencia de que las perturbaciones de todos los modelos eran incorrelacionadas y normalmente distribuidas (estadísticos de JarqueBera y Ljung-Box hasta orden 12). Finalmente se estimaron los modelos completos con la especificación [1] procediendo de nuevo a su validación. Estimación del impacto de la intervención. Una vez estimados y validados los modelos, se estimó de forma puntual y por intervalos de confianza (95%) el valor (contrafactual) que tendría cada una de las 12 series si no se hubiese producido la intervención. Este cálculo se realizó en dos fases. En primer lugar se usó cada uno de los modelos estimados para calcular una nueva variable en la que se eliminó el efecto estimado de la intervención (recogido por los parámetros de cambio de nivel y pendiente). En segundo lugar, la nueva variable se modelizó en función de la pendiente y constante inicial junto con la estructura SARMA identificada y estimada en el modelo de la variable original (se usaron los mismos valores estimados). Para cada uno de los 12 modelos, el efecto de la intervención se estimó por diferencia entre los valores observados (y) y los predichos o contrafactuales (y) para los primeros seis meses de aplicación del RDL, para el primer año y segundo año y para 38 meses. Notando por h el número de meses desde la intervención (t=0 en mayo 2012) hasta el horizonte de predicción, la estimación del efecto se calcula de la siguiente forma: [(∑h t=1 yt)/(∑h t=1 ŷt)]-1 por 100 Un valor por ejemplo de -5 indicaría que la intervención produjo una reducción (en DDDs o en valores) para el período considerado del 5% con respecto al que se obtendría si no se hubiese aplicado la intervención. Además de la estimación puntual se calculó un intervalo de confianza del 95% para el contrafactual (∑h t=1 yt) a partir de los valores extremos de los correspondientes IC95%. RESULTADOS La figura 3 muestra la evolución de las series temporales de DDD para el periodo de estudio, diferenciando para cada uno de los tres subgrupos las DDDs dispensadas con financiación del SNS y las dispensadas sin financiación del SNS (6 series temporales de consumo en DDDs). Asimismo, la figura 4 muestra la evolución de las series temporales para los mismos subgrupos terapéuticos correspondientes al gasto valorado a PVL (6 series temporales). La razón de incluir los dos tramos solo en antidiabéticos es que fue en el único grupo para el cual el segundo período de la intervención (período de continuidad a partir de febrero de 2014) fue estadísticamente significativo en comparación con el período de adaptación a la intervención (desde julio de 2012 hasta enero de 2014). En la tabla 2 se puede observar como la dispensación de medicamentos de los tres subgrupos seleccionados con financiación pública supuso el 91,4% de las DDDs y el 94,6% del gasto valorado a PVL. Se observaron algunas diferencias en cuanto a las Jaume Puig Junoy et al. 8 Rev Esp Salud Pública. 2016;Vol. 90: 29 de abril: e1-e15. fuentes de financiación del gasto entre los tres subgrupos, siendo el grupo B01A el que presentó una mayor importancia relativa del gasto sin financiación del SNS (8,5%) y el subgrupo A10 el que tuvo un menor peso relativo del gasto sin financiación del SNS (3,5%). En esta misma tabla 2 se puede observar cómo una proporción muy elevada de las DDDs dispensadas con financiación pública en los subgrupos A10 y R03 correspondió a fármacos con aportación reducida del usuario (10% o menos del precio de venta al público), siendo esta proporción bastante menor en el subgrupo B01A (16,9%). Estas proporciones fueron consistentes con la elevada presencia de medicamentos para tratamientos crónicos en los dos primeros subgrupos terapéuticos. Globalmente, el 81,3% del gasto financiado públicamente correspondió a los fármacos de aportación reducida del usuario: 94,9% del gasto en los medicamentos del subgrupo A10, 76,3% en los del subgrupo R03 y 63,6% en los del subgrupo B01A. Figura 3 Evolución del número de dosis diarias definidas para cada subgrupo terapéutico y fuente de financiación Estimación de los modelos de regresión lineal segmentada Impacto sobre el consumo de DDDs. En la primera parte de la tabla 3 se presentan los estimadores de los parámetros obtenidos de los modelos de regresión lineal segmentada para la variable número de DDDs financiadas y no financiadas por el SNS. En la segunda parte de la tabla 3 se presentan las tasas de variación del consumo de DDDs como porcentaje de variación a los 6, 12, 24 y 38 meses IMPACTO DE LA REFORMA DEL COPAGO FARMACEÚTICO SOBRE LA UTILIZACIÓN DE MEDICAMENTOS ANTIDIABÉTICOS, ANTITROMBÓTICOS Y... Rev Esp Salud Pública. Vol. 90: 29 de abril de 2016: e1-e15. 9 después de la intervención como resultado de comparar los valores reales con los correspondientes contrafactuales. Figura 4 Evolución del gasto valorado a precio de venta del laboratorio para cada subgrupo terapéutico y fuente de financiación Los cambios regulatorios de 2012 que modificaron el copago farmacéutico (intervención) supusieron una disminución en el nivel del consumo de DDDs financiados por el SNS significativo al 99% para los subgrupos terapéuticos A10 (antidiabéticos) y B01A (antitrombóticos), y significativo al 95% para el subgrupo R03 (asma y EPOC). En los tres subgrupos se observó un efecto adelanto a la intervención en junio de 2012 en forma de un aumento puntual del consumo (stockpilling) estadísticamente significativo. El análisis de la evolución del consumo de DDDs financiado por el SNS mediante Tabla 2 Consumo y gasto según fuente de financiación y tipo de copago A10 Antidiabéticos B01A Antitrombóticos R03 Antiasmáticos y EPOC TOTAL Financiación SNS - % DDDs 94,9 92,3 85,7 91,4 - % gasto 96,5 91,5 94,3 94,6 Copago reducido (SNS) - % DDDs 63,4 16,9 73,7 47,3 - % gasto 94,9 63,6 76,3 81,3 SNS: Sistema Nacional de Salud. EPOC: Enfermedad pulmonar obstructiva crónica. DDDs: Dosis diarias definidas.