Bhairavi Muralidharan, 1; Sanjay Basu1,2,3; Jeffrey Tingen, MBA, 1; y Sadiq Y. Patel, PhD, MS, MSW1,4
JAMA. 2025;8(1):e2457300. doi:10.1001/jamanetworkopen.2024.57300
Puntos clave
Pregunta: ¿Las denegaciones de prescripciones procesales aumentan el riesgo de utilización y gasto en atención aguda entre los pacientes que reciben Medicaid?
Resultados: En este estudio transversal de 19 725 beneficiarios de Medicaid en dos estados y dos planes de salud independientes, quienes experimentaron denegaciones de recetas por procedimientos específicos presentaron un mayor riesgo de visitas a urgencias y hospitalizaciones relacionadas con factores fisiológicos, en comparación con quienes no sufrieron denegaciones en los 60 días posteriores a la comparación y un ajuste adicional por riesgo de atención aguda. Las denegaciones en seis clases de medicamentos se asociaron con aumentos netos del gasto médico total, que oscilaron entre $624 y $3016 en gastos adicionales por afiliado al año.
Significado Estos hallazgos sugieren que si bien las denegaciones de recetas por procedimientos pueden tener como objetivo reducir los costos inmediatos de los medicamentos, algunas denegaciones pueden generar un mayor uso de atención aguda y gastos que superan los ahorros en el presupuesto de recetas a corto plazo.Abstracto
Importancia: El aumento en el costo de los medicamentos recetados bajo Medicaid ha provocado un aumento en las denegaciones de recetas por procedimientos por parte de los planes de salud. El efecto de las denegaciones no resueltas en la exacerbación de enfermedades crónicas y la posterior utilización de atención aguda aún no está claro.
Objetivo Examinar si las denegaciones de prescripciones procesales están asociadas con un mayor gasto neto a través del uso posterior de cuidados agudos entre pacientes de Medicaid que no obtienen la medicación prescrita después de una denegación.
Diseño, entorno y participantes. Este estudio transversal utilizó datos de reclamaciones de Medicaid de 2022 a 2023 para pacientes en centros de atención hospitalaria, ambulatoria y en farmacias en dos estados (Virginia y Washington) y dos planes de salud independientes. Los pacientes con al menos una denegación de receta durante el período del estudio (del 1 de enero al 31 de julio de 2023) se compararon con aquellos sin denegaciones para una clase de medicamento determinada, según sus datos demográficos, datos del plan de salud, historial de enfermedades crónicas y utilización de la atención médica. Se compararon las tasas y el gasto en visitas de atención aguda relacionadas con la fisiología en los 60 días posteriores a la dispensación o la denegación de un medicamento durante el período del estudio.
Principales resultados y medidas. Los principales resultados fueron la utilización de cuidados intensivos por todas las causas y el gasto médico total (en dólares estadounidenses de 2023 por miembro por año [PMPY]) para los principales diagnósticos fisiológicamente relacionados con cada clase de medicamento, en los 60 días posteriores a la dispensación o denegación de un medicamento. Se realizaron análisis de sensibilidad para detectar asociaciones falsas o factores de confusión no medidos.
Resultados Los 19 725 pacientes en este estudio tenían una mediana de edad de 41 (RIC, 29-55) años, y la mayoría (60,7%) eran mujeres. Los pacientes tenían una media (DE) de 3,3 (16,1) comorbilidades, 1,0 (2,6) visitas a cuidados agudos por todas las causas y 5,6 (7,8) visitas a atención primaria durante el período de referencia. Los pacientes que experimentaron denegaciones de prescripciones de procedimientos específicos tuvieron un mayor riesgo de visitas al departamento de emergencias y hospitalizaciones relacionadas con la fisiología en comparación con aquellos sin una denegación en los 60 días posteriores (odds ratio ajustada, 1,40 [IC del 95%, 1,03-1,88] mínimo frente a 1,75 [IC del 95%, 1,39-2,20] máximo para los grupos de exposición y control en las 7 clases de medicamentos con diferencias significativas). Las negaciones en seis clases de medicamentos se asociaron con aumentos netos del gasto médico total, que variaron desde $624 (IC del 95 %, $435-$813) a $3016 (IC del 95 %, $1483-$4550) en gastos adicionales PMPY después de contabilizar los costos médicos y de prescripción atribuidos a las negaciones.
Conclusiones y relevancia. Los hallazgos de este estudio transversal sugieren que, si bien las denegaciones de recetas médicas por procedimiento buscaban reducir los costos inmediatos de los medicamentos, algunas denegaciones provocaron un mayor uso de la atención aguda y costos que superaron los ahorros a corto plazo en el presupuesto de recetas. Los planes de salud deberían incorporar esta posible consecuencia imprevista al diseñar las políticas de cobertura de recetas. Las investigaciones futuras deberían revisar sistemáticamente todas las clases de medicamentos en los planes a nivel nacional.
Introducción
El aumento de los costos de los medicamentos recetados en Medicaid ha llevado a los planes de atención médica administrada a implementar medidas de contención de costos, incluyendo denegaciones de recetas por procedimientos.<sup> 1 </sup> Estas denegaciones, más comunes en Medicaid que en otros tipos de seguros,<sup> 2suelen justificarse para evitar gastos innecesarios con presupuestos ajustados. Entre los motivos comunes de denegación se incluyen renovaciones anticipadas, exceso de los límites del plan, medicamentos no cubiertos o la necesidad de autorización previa. Las autorizaciones previas se han vinculado con ahorros en medicamentos 3y se han estudiado de forma desproporcionada a pesar de ser una de las razones menos comunes para las denegaciones de recetas por procedimientos, en comparación con las renovaciones anticipadas y los límites del plan en el número de pastillas por receta. Sea cual sea el motivo de la denegación, algunos pacientes de Medicaid podrían no obtener sus medicamentos crónicos si las denegaciones no se resuelven con prontitud (por ejemplo, si los médicos no se comunican con las farmacias para resolver la denegación, o si los pacientes de bajos ingresos [que reciben Medicaid de forma desproporcionada] se enfrentan a una competencia por la falta de tiempo o a una mayor frustración que los lleva a evitar volver a la farmacia tras recibir una denegación). 4 Este proceso es análogo al aumento del uso de los hospitales cuando los pacientes deben afrontar un mayor costo compartido de los medicamentos. 5
A pesar de los beneficios teóricos de ahorro de costos, la investigación empírica sobre el efecto de las denegaciones de recetas por procedimientos en la utilización de la atención médica y los costos a largo plazo es escasa. Estudios anteriores vincularon las dificultades para obtener medicamentos psiquiátricos con resultados adversos de encarcelamiento e institucionalización. 6 , 7 Estudios recientes de 2022 a 2024 han relacionado los formularios de medicamentos limitados y los requisitos de autorización previa con las molestias para los pacientes y la reducción del inicio de quimioterapias y terapias por abuso de sustancias, pero no con la utilización integral y los resultados de costos netos a nivel de cohorte poblacional. 8-10 Esta brecha de conocimiento persiste en medio de la especulación de que los pacientes a los que se les niega la prescripción pueden experimentar un empeoramiento de las condiciones crónicas, lo que lleva a una atención más intensiva y costosa, y a pesar de que las denegaciones son más generalizadas que la simple autorización previa. 11 , 12 Se ha informado que la carga administrativa de lidiar con las denegaciones de recetas contribuye al agotamiento del personal clínico y al daño moral. 13 , 14
Probamos la hipótesis de que la denegación de recetas de Medicaid puede inducir un mayor gasto neto en atención médica por visitas a urgencias y hospitalizaciones, fisiológicamente relacionadas con la falta de acceso a la medicación denegada, neutralizando así posibles ahorros inmediatos en costos. Esta hipótesis se basó en la comprensión de que la adherencia a la medicación es crucial para el manejo de enfermedades crónicas y la prevención de exacerbaciones agudas. Nuestra investigación tuvo como objetivo explorar esta hipótesis y contribuir al conocimiento sobre los resultados asociados con la denegación de recetas, con el objetivo de fundamentar las políticas de Medicaid para optimizar tanto los costos de atención médica como los resultados para los pacientes.
Métodos
La Junta de Revisión Institucional de Occidente consideró este estudio transversal exento de revisión debido a que implicó el análisis de datos registrados de tal manera que los participantes no pudieron ser identificados razonablemente. Se eximió del consentimiento informado para este estudio debido a que no representó ningún daño para los pacientes. El estudio siguió la guía de informes STROBE (Fortalecimiento de la Notificación de Estudios Observacionales en Epidemiología ).Diseño del estudio
Los planes de atención médica administrada de Medicaid implementan con frecuencia herramientas de contención de costos para servicios y recetas de alto costo. Los pacientes con servicios y recetas de mayor costo pueden ser más propensos a sufrir rechazos de medicamentos. Para abordar el riesgo asociado de factores de confusión y causalidad inversa, utilizamos las siguientes metodologías. En primer lugar, utilizando las reclamaciones de pacientes de Medicaid en Virginia y Washington, creamos una muestra emparejada basada en los factores que aumentan la probabilidad de rechazo de medicamentos, incluyendo datos demográficos, comorbilidades y tasas iniciales de utilización de atención primaria y aguda. Emparejamos a los pacientes dentro de cada plan de salud para evitar la confusión debida a las diferencias en los servicios, la geografía y las poblaciones. En segundo lugar, dentro de cada muestra emparejada, medimos la correlación entre los rechazos de medicamentos y las visitas previas a atención aguda, para evaluar el riesgo de causalidad inversa. En tercer lugar, estimamos la probabilidad de un evento de atención aguda y el cambio en el gasto total relacionado con cada tipo de rechazo de receta médica para procedimientos, tras ajustar los factores de confusión. Estimamos esta probabilidad para cada una de las clases de medicamentos más comúnmente recetados a los pacientes de Medicaid, según lo definido por los códigos de Recopilación de Datos de Medicamentos Recetados de los Centros de Servicios de Medicare y Medicaid. 15 Finalmente, verificamos que la negación de un medicamento no indicaba un aumento de las visitas a cuidados intensivos por una afección no relacionada (p. ej., un accidente automovilístico), a diferencia de las visitas a cuidados intensivos por afecciones fisiológicamente relacionadas con la negación de la clase de medicamento, según la base de datos RxNav de los Institutos Nacionales de la Salud (NIH). Esta base de datos relaciona la falta de recepción de un medicamento de una clase específica con enfermedades o afecciones posteriores específicas (p. ej., la negación de un inhalador para el asma podría resultar plausiblemente en un episodio de utilización de cuidados intensivos por una exacerbación del asma, pero no por una fractura de pierna) (eMethods en el Suplemento 1 ). 16 Las afecciones clínicas se definieron con las categorías refinadas del software de clasificación clínica de la Agencia para la Investigación y la Calidad de la Atención Médica. 17Fuente de datos y población de estudio
Analizamos datos de una población de pacientes de Medicaid cubiertos por dos planes de salud de Medicaid propiedad de diferentes compañías de atención administrada y bajo diferentes políticas de denegación de recetas, que operan en dos estados diferentes (Virginia y Washington). El conjunto de datos fue una muestra de conveniencia basada en la disponibilidad de datos, ya que la información completa de denegación de medicamentos rara vez está disponible en comparación con los datos de reclamaciones estándar. Incluimos pacientes con al menos una reclamación de farmacia durante nuestro período de estudio. Nos centramos en las 20 clases de medicamentos recetados con mayor frecuencia de un total de 390, que representaron el 49,3% de todas las recetas (202 952 de 411 667) en el conjunto de datos. Nuestras fuentes de datos comprendieron información demográfica y de elegibilidad (edad, sexo y meses de elegibilidad), reclamaciones de pacientes hospitalizados y ambulatorios (incluyendo hospitalizaciones y visitas a urgencias) y reclamaciones farmacéuticas (que abarcan tanto las reclamaciones de farmacia pagadas como las denegadas, junto con el motivo de la denegación). El período previo al estudio abarcó del 1 de julio al 31 de diciembre de 2022, y el período del estudio se extendió del 1 de enero al 31 de julio de 2023. Dadas las altas tasas de cancelación de la afiliación a los planes de salud de Medicaid, 18 requerimos un mínimo de 3 meses de afiliación durante el período previo al estudio y al menos 6 meses durante el período del estudio para garantizar registros adecuados de prescripción y utilización para el análisis (eMethods en el Suplemento 1 ). La falta de datos para las variables clave se evaluó de acuerdo con los estándares definidos por el Atlas de Medicaid DQ (Calidad de Datos), 19 con todas las variables faltantes en niveles por debajo del umbral de baja preocupación. Los datos faltantes no se imputaron y no se eliminó ningún caso de pacientes, ya que los datos del plan de salud estaban completos. Sin embargo, los datos de ambos estados tienen diagnósticos específicos de salud mental o uso de sustancias agrupados como salud conductual en los datos de reclamaciones médicas. Siguiendo la literatura previa, 18 excluimos a individuos inscritos simultáneamente en Medicare y Medicaid debido a la falta de disponibilidad de reclamos farmacéuticos de Medicare y al hecho de que la cobertura farmacéutica de Medicare y las políticas de rechazo varían según las reglas de cobertura complementaria, mientras que nuestra pregunta de estudio se relacionaba específicamente con aquellos pacientes cubiertos únicamente por Medicaid.Grupos de exposición y control
Para cada clase de medicamento, asignamos a los pacientes al grupo de exposición (definido como aquellos con ≥1 rechazo para una clase de medicamento determinada durante el período de estudio) o al grupo de comparación (definido como aquellos con 0 rechazos para esa clase). No limitamos la definición de exposición únicamente a los rechazos que no se resolvieron antes del evento de atención aguda, ya que incluso los retrasos en la administración de la medicación pueden provocar exacerbaciones de enfermedades crónicas, 20 y deseamos estudiar las implicaciones políticas sobre el rechazo en sí, no el efecto fisiológico de no tomar un medicamento (que ya está establecido para cada clase de medicamento).Pareo
Para cada clase de medicamento, emparejamos a los pacientes en los grupos de exposición y comparación utilizando el emparejamiento completo, 21 , 22 que crea conjuntos emparejados con 1 individuo tratado y múltiples individuos de comparación, o viceversa.23 El emparejamiento completo puede reducir el sesgo debido a las variables de confusión observadas y los posibles factores de confusión no observados correlacionados con esas variables observadas.24 , 25 Dentro de cada plan de salud, emparejamos a los pacientes por edad, sexo y número inicial (periodo previo al estudio) de comorbilidades, visitas de atención aguda, visitas de atención primaria y meses de elegibilidad. Evaluamos la similitud de la muestra emparejada en las covariables observadas estimando la diferencia de medias estandarizada de cada covariable entre los pacientes emparejados.Variables de resultado
Identificamos nuestra variable de resultado principal como los eventos de atención aguda por cualquier causa (hospitalización o visita al servicio de urgencias) ocurridos dentro de un período de 60 días después de un intento de surtir un medicamento, tanto para denegaciones como para surtirlo con éxito, para concordar con la literatura farmacoepidemiológica existente que intenta capturar el tiempo típico hasta la exacerbación en una amplia variedad de clases de medicamentos. 26 Definimos las visitas al servicio de urgencias con base en los códigos de la Terminología de Procedimientos Actual (99281-99285), los códigos de ingresos (0450-0459 y 0981) o los códigos del lugar de servicio (código 23). Para contabilizar los episodios de atención, vinculamos las visitas al servicio de urgencias y los registros de reclamaciones de pacientes hospitalizados del mismo paciente si sus fechas de servicio se solapaban o sucedían inmediatamente, para contabilizarlos como un solo episodio de atención aguda si la visita al servicio de urgencias resultó en una hospitalización. 27
Los resultados secundarios incluyeron las visitas a urgencias únicamente y las visitas a cuidados intensivos por combinación de clase de medicamento y diagnóstico principal. También evaluamos el resultado terciario del coste neto para el plan de salud atribuible a la denegación. Este se definió como el coste combinado de las visitas a cuidados intensivos relacionadas con la denegación (calculado utilizando los importes pagados y las tasas de pago típicas de las reclamaciones) y el coste médico total relacionado con la afección incurrido durante los 60 días posteriores a la denegación, menos el coste que se habría incurrido si la receta se hubiera aprobado. Este último se basó en la media y la variación de los importes pagados por las recetas dentro de esa clase de medicamento. Todos los costes se calcularon en dólares estadounidenses de 2023.Análisis descriptivo
Para cada clase de medicamento, calculamos los porcentajes de surtidos totales, denegados y denegados asociados a un evento de atención aguda en los 60 días posteriores al intento de surtir el medicamento. En el caso de los pacientes de Virginia, también medimos el motivo del rechazo de la receta antes de una visita de atención aguda, ya que estos datos no estaban disponibles para los pacientes de Washington. Además, para los rechazos de recetas seguidos de un evento de atención aguda, estimamos la mediana y la media del número de intentos de surtir el medicamento antes del evento. Finalmente, medimos el gasto no ajustado (por afiliado por año [PMPY]) para la primera reclamación de medicamentos rechazada seguida de un evento de atención aguda en los 60 días posteriores.
Análisis estadístico
Para cada clase de medicamento, utilizando la muestra emparejada, calculamos una razón de probabilidades ajustada (AOR) y una diferencia ajustada en cada resultado entre los pacientes del grupo de exposición frente al grupo de comparación, condicionada a la edad, el sexo, el plan de salud y el número de enfermedades crónicas previas al estudio (definidas por el Índice de comorbilidad de Elixhauser), las visitas a cuidados intensivos por todas las causas, las visitas a atención primaria y los meses de elegibilidad. El IC del 95 % para el AOR no incluyó 1 ( p < 0,05). Para evaluar el riesgo de resultados falsos positivos, examinamos si las denegaciones de medicamentos se asociaban con más visitas a cuidados intensivos por una afección no relacionada con el medicamento denegado (códigos de lesiones accidentales de los Centros para el Control y la Prevención de Enfermedades). 28 Para garantizar estimaciones estables, nos centramos en las clases de medicamentos con al menos 5 visitas a cuidados intensivos relacionadas con lesiones 60 días después de la dispensación o la denegación de un medicamento. Además, como análisis de sensibilidad, medimos el valor E para cada estimación 29 para cuantificar el tamaño de los factores de confusión no medidos necesarios para neutralizar los resultados del resultado principal.
Para evaluar la generalización, comparamos las características de nuestra muestra con los datos del Sistema Nacional de Información Estadística de Medicaid Transformado (T-MSIS) para pacientes de Washington y Virginia, así como con la muestra nacional.<sup> 30 </sup> Además, evaluamos la frecuencia de los 20 medicamentos más recetados en nuestra muestra con respecto a estos parámetros. Finalmente, realizamos una serie de análisis para evaluar la prevalencia de sustituciones de medicamentos, el grado en que los pacientes tenían medicamentos de múltiples clases y el número de denegaciones que no resultaron en una consulta de atención aguda.
Los resultados principales se presentan para todos los pacientes de la muestra emparejada. El análisis de los pacientes no emparejados se presenta en las tablas electrónicas 2, 15 y 16, y los análisis de subgrupos por estado se presentan en las tablas electrónicas 18 y 19 del Suplemento 1. El emparejamiento se realizó con el paquete MatchIt 21 en R, versión 4.2.3 (Proyecto R para Cálculo Estadístico).Resultados
Hubo 202 952 prescripciones de medicamentos en 19 725 pacientes que cumplieron con nuestros criterios de inclusión, con 16 350 pacientes en Virginia y 3375 en Washington, observados en 137 185 meses-miembro ( Figura 1 ). Nuestra muestra de 19 725 pacientes incluyó 11 971 mujeres (60,7 %) y 7754 hombres (39,3 %), con una mediana de edad de 41 (RIC, 29-55) años. Durante el período previo al estudio, los pacientes tuvieron una media (DE) de 3,3 (16,1) comorbilidades, 1,0 (2,6) visitas de atención aguda por todas las causas y 5,6 (7,8) visitas de atención primaria (eTabla 1 en el Suplemento 1 ). Para cada clase de medicamento, nuestra muestra emparejada tuvo diferencias estandarizadas de menos de 0,1 para las características clave de los pacientes (eTabla 2 en el Suplemento 1 ). Entre las 20 clases de medicamentos más comunes, las prescripciones más comunes (como porcentaje del total de 411 667 prescripciones) fueron para antibacterianos de cefalosporina (3280 [0,8%]), agonistas opioides (6374 [1,6%]), inhibidores de la bomba de protones (13 002 [3,2%]) e inhibidores de la recaptación de serotonina (19 814 [4,8%]) (eTable 3 en el Suplemento 1 ).
De las 202 952 prescripciones analizadas, se denegaron 71 501 (35,2%), incluidas 2971 de 14 650 prescripciones (20,3%) de medicamentos antiinflamatorios no esteroideos (AINE), 2574 de 9970 (25,8%) de agonistas β 2 -adrenérgicos, 5836 de 13 039 (44,8%) de antipsicóticos atípicos y 7852 de 12 334 (63,7%) de estimulantes del sistema nervioso central (eTable 4 en Suplemento 1 ). Entre 62 392 recetas con un motivo de denegación, 19 209 denegaciones (30,8%) se debieron a recargas anticipadas, seguidas por 11 078 (17,8%) por exceder las limitaciones del plan en términos de cantidad de píldoras en la receta, 5916 (9,5%) por autorizaciones previas, 5087 (8,2%) por días de suministro que excedían las limitaciones del plan y 4764 (7,6%) por producto o servicio no cubierto (eTable 5 en Suplemento 1 ).Riesgo de evento de atención aguda
En las distintas clases de medicación, el número de denegaciones seguidas de un evento agudo relacionado con la fisiología en un plazo de 60 días varió de 35 de 7852 (0,5 %) para las denegaciones de estimulantes del sistema nervioso central a 407 de 2524 (16,1 %) para las denegaciones de una combinación de anilida u opioides ( Tabla ). En las distintas clases, la media (DE) del número de denegaciones seguidas de un evento agudo relacionado osciló entre 1,5 (1,1) y 6,1 (9,8) por paciente ( Tabla ).
Para 7 de las 20 clases de medicamentos estudiadas, el análisis de regresión logística utilizando la muestra emparejada indicó que los pacientes en el grupo de exposición tenían un riesgo mayor de un futuro evento de atención aguda (dentro de los 60 días de la negación) en comparación con el grupo de comparación después de controlar la demografía, las comorbilidades y las tasas iniciales de utilización de atención primaria y atención aguda (AOR, 1,40 [IC del 95 %, 1,03-1,88] mínimo frente a 1,75 [IC del 95 %, 1,39-2,20] máximo para los grupos de exposición y control en las 7 clases de medicamentos con diferencias significativas) ( Figura 2 ). Esas clases de medicamentos incluían una combinación de anilida u opioides (AOR, 1,40 [IC del 95 %, 1,03-1,88]), agentes antiepilépticos (AOR, 1,41 [IC del 95 %, 1,01-1,97]), inhibidores de la recaptación de serotonina (AOR, 1,52 [IC del 95 %, 1,01-2,29]), bloqueadores β-adrenérgicos (AOR, 1,70 [IC del 95 %, 1,24-2,32]), antipsicóticos atípicos (AOR, 1,73 [IC del 95 %, 1,02-2,94]), benzodiazepinas (AOR, 1,73 [IC del 95 %, 1,15-2,61]) y agonistas β 2 -adrenérgicos (AOR, 1,75 [IC del 95 %, 1.39-2.20]). Entre las 7 clases, al verificar el riesgo de causalidad inversa, encontramos que la correlación entre el número de denegaciones de medicación y las visitas a cuidados intensivos antes de la denegación varió de 0,003 ( p = 0,84) para inhibidores de la recaptación de serotonina a 0,12 ( p < 0,001) para la combinación de anilida u opioides (véase la tabla electrónica 6 del Suplemento 1 para correlaciones y valores de p ). Al examinar las combinaciones de clase de medicación y diagnóstico, el grupo de exposición con el mayor riesgo de eventos de cuidados agudos después de una negación tenía un diagnóstico primario de insuficiencia cardíaca atribuida a una negación de prescripción de bloqueadores β-adrenérgicos (AOR, 8,4 [IC del 95 %, 2,5-27,9]), seguido de trastorno depresivo por negación de antipsicóticos atípicos (AOR, 4,4 [IC del 95 %, 1,5-13,2]), insuficiencia respiratoria después de la negación de agonistas β 2 -adrenérgicos (AOR, 3,7 [IC del 95 %, 1,7-8,0]) y luego asma después de la negación de antagonistas del receptor de histamina-1 (AOR, 2,9 [IC del 95 %, 1,1-7,7]) (la tabla electrónica 7 en el Suplemento 1 presenta la lista completa en orden de mayor a menor riesgo por clase de medicación).
Nuestro análisis secundario centrado únicamente en las visitas al Departamento de Emergencias arrojó resultados consistentes con nuestro análisis principal (eTabla 8 en el Suplemento 1 ). Verificamos que una negación de medicación no indicó un aumento en las visitas a cuidados agudos por una afección no relacionada (lesiones accidentales) (eTabla 9 en el Suplemento 1 ). Además, los valores de E oscilaron entre 2,14 y 2,89, lo que significa que un factor de confusión no medido asociado tanto con la negación de la prescripción como con la utilización posterior de cuidados agudos fisiológicamente relacionados con un OR de 2,1 veces (límite inferior, 1,2) a 2,9 veces (límite inferior, 2,1) tendría que estar presente para explicar las asociaciones que observamos (eTabla 10 en el Suplemento 1 ). Los resultados sugieren que las características de nuestra muestra de pacientes se alinearon estrechamente con los datos de T-MSIS a nivel nacional y en Washington y Virginia. Además, las 20 clases de medicamentos principales representaron el 47,0 % de las reclamaciones de farmacia en el T-MSIS, lo que refleja los hallazgos de nuestro estudio (eTabla 11 en el Suplemento 1 ). Encontramos una superposición mínima entre múltiples clases de medicamentos (correlación media [DE], 0,05 [0,04]) (eTable 12 en el Suplemento 1 ). Las eTables 13 a 19 en el Suplemento 1 proporcionan resultados descriptivos para sustituciones de medicamentos, comparaciones de muestras coincidentes frente a no coincidentes, criterios de selección de estudios y resultados por región geográfica.Diferencias de gasto
Entre las 7 clases de medicamentos para las cuales la negación se asoció con un mayor riesgo de utilización de cuidados intensivos después del ajuste, las negaciones en 5 clases se asociaron con aumentos netos del gasto en cuidados intensivos atribuibles a la negación, después de contabilizar los aumentos de costos de las tasas de eventos de cuidados intensivos inducidos y los ahorros de costos de la negación. Los aumentos de costos PMPY de los eventos de cuidados intensivos inducidos fueron de $617 (IC del 95%, $233-$1001) para los agonistas β2 – adrenérgicos, $820 (IC del 95%, $296-$1345) para las benzodiazepinas, $1133 (IC del 95%, $312-$1954) para los agentes antiepilépticos, $1539 (IC del 95%, $630-$2446) para los antipsicóticos atípicos y $1838 (IC del 95%, $490-$3186) para los bloqueadores β-adrenérgicos. Después de restar el costo de la medicación (si la receta no hubiera sido denegada), los aumentos netos del gasto PMPY se estimaron en $589 (IC del 95%, $205-$973) para los agonistas β2 – adrenérgicos, $798 (IC del 95%, $274-$1323) para las benzodiazepinas, $1062 (IC del 95%, $241-$1883) para los agentes antiepilépticos, $1263 (IC del 95%, $354-$2170) para los antipsicóticos atípicos y $1815 (IC del 95%, $467-$3163) para los bloqueadores β-adrenérgicos ( Tabla ).
Las denegaciones en 6 de las 7 clases de medicamentos se asociaron con aumentos netos en el gasto médico total atribuibles a las denegaciones ( Tabla ). En comparación con el gasto en visitas de atención aguda, el gasto total PMPY aumentó en un factor de 1,1 para los agonistas β2 – adrenérgicos ($624 [IC del 95%, $435-$813]), 1,4 para los bloqueadores β-adrenérgicos ($2565 [IC del 95%, $1130-$4000]), 1,5 para los agentes antiepilépticos ($1567 [IC del 95%, $593-$2541]), 2,3 para las benzodiazepinas ($1848 [IC del 95%, $976-$2720]), 2,4 para los antipsicóticos atípicos ($3016 [IC del 95%, $1483-$4550]) y 4,4 para los inhibidores de la recaptación de serotonina ($1272 [IC del 95%, $500-$2045]).Discusión
En este análisis de 19 725 pacientes de Medicaid, observamos que los pacientes con denegaciones de recetas específicas para siete clases de medicamentos (combinación de anilida u opioides, antiepilépticos, inhibidores de la recaptación de serotonina, bloqueadores β-adrenérgicos, antipsicóticos atípicos, benzodiazepinas y agonistas β2 – adrenérgicos) presentaron un mayor riesgo de visitas a cuidados intensivos en comparación con quienes no sufrieron denegaciones. De las siete clases de medicamentos, seis se asociaron con aumentos netos del gasto médico total debido a la denegación (que oscilaron entre $624 y $3016 por año para el gasto médico total). Los resultados fueron consistentes en dos poblaciones independientes de planes de salud de Medicaid, y los análisis de sensibilidad revelaron un bajo riesgo de que los hallazgos se debieran a factores de confusión no medidos (dados los valores E > 2) o al sesgo derivado del riesgo diferencial de utilización de cuidados intensivos entre los pacientes que recibieron más denegaciones (dado nuestro enfoque de emparejamiento y los hallazgos nulos de causalidad inversa o diagnósticos fisiológicamente no relacionados con la denegación del medicamento). Según la experiencia de los profesionales clínicos de nuestro equipo, en el caso de las biguanidas, los AINE, los inhibidores de la 3-hidroxi-3-metilglutaril-coenzima A reductasa y los corticosteroides, las denegaciones suelen generar mayores costos sin un aumento de los eventos de cuidados intensivos, ya que los profesionales clínicos ambulatorios suelen sustituir el medicamento denegado por una alternativa más costosa. Por el contrario, en el caso de los antagonistas del receptor de histamina-1, los pacientes a menudo no tienen un sustituto, lo que lleva a evitar la utilización. Estos hallazgos pueden fundamentar las decisiones políticas, ya que los planes administrados por Medicaid determinan el formulario, la cobertura, los requisitos de autorización previa, las denegaciones y aprobaciones de reclamaciones y los pagos según las clases de medicamentos.
Investigaciones previas en la población de Medicaid han explorado los efectos de los formularios de medicamentos limitados y los requisitos de autorización previa en las molestias para los pacientes y la reducción del inicio de nuevas terapias. Las autorizaciones previas se han vinculado con ahorros en el costo de los medicamentos recetados3, pero también con retrasos en el tratamiento.8-10 Sin embargo, nuestro estudio cuantificó que los resurtidos tempranos y las pastillas altas por receta fueron las razones más comunes para los rechazos, mientras que las autorizaciones previas fueron una minoría de las causas a pesar de haber sido estudiadas más ampliamente. Además, varios antibióticos comunes, medicamentos para la salud conductual (p. ej., antidepresivos) y agentes para prevenir exacerbaciones de afecciones respiratorias y cardiovasculares (p. ej., inhaladores para el asma y medicamentos para enfermedades cardíacas o accidentes cerebrovasculares) tuvieron los mayores aumentos en la utilización de la atención aguda tras el rechazo. Por lo tanto, aunque se presume que los rechazos de procedimiento reducen el gasto en atención médica, los hallazgos de nuestro estudio sugieren que algunos rechazos pueden aumentar perversamente la utilización y los costos de la atención aguda. Los planes de salud de Medicaid deben considerar estos hallazgos al formular políticas de cobertura de recetas. Nuestro análisis también sugiere posibilidades de intervención, como priorizar ciertas denegaciones de medicamentos para una resolución más rápida y prevenir resultados adversos.Limitaciones
Nuestro análisis presenta varias limitaciones. En primer lugar, si bien nuestra muestra podría no ser totalmente generalizable a la población nacional de Medicaid, las comparaciones con los datos nacionales de T-MSIS sugieren que nuestra muestra de pacientes era comparable a la población nacional de Medicaid en términos de demografía y afecciones clínicas. En segundo lugar, nuestros datos a nivel de paciente fueron limitados, aunque utilizamos métodos de emparejamiento y realizamos análisis de sensibilidad para mitigar el sesgo. Por ejemplo, nuestros datos no incluyeron determinantes sociales de la salud a nivel individual, como el acceso al transporte o la seguridad alimentaria, que han demostrado afectar la utilización de la atención aguda.<sup> 18</sup> En tercer lugar, nuestro análisis podría no captar ciertos efectos secundarios de la denegación de recetas, como interacciones farmacológicas complejas o el impacto de las sustituciones terapéuticas. Por ejemplo, una interacción entre una estatina y un inhibidor de la bomba de protones podría llevar a la denegación del inhibidor de la bomba de protones para mejorar la eficacia de la estatina, lo que podría prevenir un evento agudo. Por el contrario, la denegación de fenitoína junto con el anticoagulante warfarina podría reducir los niveles de warfarina, lo que provocaría un coágulo sanguíneo y desencadenaría un evento agudo. En cuarto lugar, los datos sobre los motivos de denegación de recetas solo estaban disponibles para los pacientes de Virginia, no para los de Washington, lo que podría limitar el alcance de nuestros hallazgos. En quinto lugar, la inclusión de diagnósticos de salud mental o consumo de sustancias en nuestros datos podría afectar la precisión al vincular clases específicas de medicamentos con resultados de salud conductual. A pesar de estas limitaciones, nuestro estudio es, hasta donde sabemos, la evaluación más amplia hasta la fecha que vincula las denegaciones de medicamentos con eventos de atención aguda y el gasto asociado.Conclusiones
En este estudio transversal de 19 725 pacientes de Medicaid en dos estados, ciertas denegaciones de recetas médicas se asociaron con un aumento de los eventos de atención aguda y los costos netos en varios tipos de medicamentos. Si bien se presumía que las denegaciones de atención aguda reducían el gasto en atención médica, algunas se asociaron con un mayor uso de la atención aguda y mayores costos. Los planes de salud de Medicaid deberían considerar estos hallazgos al formular políticas de cobertura de recetas. Las investigaciones futuras deberían revisar sistemáticamente todas las clases de medicamentos en los planes a nivel nacional.
