O Controle de Preços na Indústria Farmacêutica no Brasil

Área 3: Estado e Regulação

Márcia Regina Godoy*, André Luis Rossi de Oliveira, Márcia Regina Gabardo Câmara

Márcia Regina Godoy – Doutoranda em Economia na Universidade Federal do Rio Grande do Sul (UFRGS). Bolsista do CNPQ. Mestre em Economia (2002) pela Universidade de Brasília. André Luis Rossi de Oliveira – professor do Departamento de Economia da Universidade de Brasília. Phd em Economia pela University of Illinois (1998) Márcia Regina Gabardo Câmara – professora do Departamento de Economia da Universidade Estadual de Londrina. Doutora em Economia pela Universidade de São Paulo (1993). *Endereço de correspondência: Programa de Pós-Graduação em Economia Av. João Pessoa, 52 - Sala 33B CEP 90040-000 - Porto Alegre - RS Fone: 51 3316-3440 / 51 3316-4050 Fax: 51 3316-3507 e-mail: marciargodoy@ppge1.ppge.ufrgs.br

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O Controle de Preços na Indústria Farmacêutica no Brasil

Palavras-chave: Medicamentos, Indústria Farmacêutica, Controle de Preços.

RESUMO

O objetivo deste trabalho é determinar empiricamente as funções de demanda e preços de medicamentos no Brasil e verificar o impacto do controle de preços sobre as duas funções. No período analisado, 1990 à2000, a indústria farmacêutica brasileira passou por diversas transformações, tais como – o reconhecimento de patentes, o fim da reserva de mercado, a desregulamentação dos preços, a introdução dos genéricos e o mercado brasileiro voltou a ter atratividade para os grandes grupos multinacionais. Através de uma abordagem econométrica são analisadas as funções demanda e preços de medicamentos no Brasil e os reflexos do controle de preços de medicamentos, no período 1994 a 2000. Utilizou-se os métodos econométricos: Mínimos Quadrados Ordinários, Mínimos Quadrados de Dois Estágios e modelos de co-integração. Os resultados sugerem que os controle de preços foi efetivo no sentido de conter os preços e conseqüentemente aumentar a demanda.

ABSTRACT The aim of this study is to determine empirically demand and supply drug function in Brazil between 1994 and 2000. During the analyzed period, several transformations occurred in Brazilian pharmaceutical industry: recognition of patents, end of protected market, price deregulation and the generic drugs introduction. Performance of Brazilian Pharmaceutical Industry is also discussed. Finally, the demand and supply functions of drugs in Brazil are calculated and discussed using econometric methods: Ordinary Lest Square (OLS), Two Stage Least Squares (2SLS) and Co-integration Models. 1 - INTRODUÇÃO

Nos últimos tempos, a indústria farmacêutica brasileira tem sido alvo de inúmeros e intensos debates, tais como: a mudança da legislação patentária, a legislação sobre os medicamentos genéricos, controle de preços e política industrial. Em 1999, após casos de erros na fabricação de medicamentos (o escândalo da pílula de farinha) e falsificação de medicamentos para tratamento de câncer, com especial destaque para o Androcur, houve comoção social; os fatos criaram condições políticas para a formação de uma Comissão Parlamentar de Inquérito (CPI) que ficou conhecida como a “CPI dos medicamentos”.

Recentemente, o governo Lula estabeleceu as diretrizes para a política industrial brasileira e a indústria farmacêutica foi considerada como um setor prioritário para receber investimentos do BNDES buscando com isto a reestruturação e consolidação da indústria farmacêutica no Brasil e o fortalecimento da produção nacional.

Medici, Beltrão e Oliveira (1992) consideram que o mercado de medicamentos possui diversas falhas de mercados; as quais serão discutidas no transcorrer deste artigo, visando identificar as características do mercado farmacêutico brasileiro. Além disto, existem poucos dados disponíveis e estudos que tratam da estrutura e do desempenho do mercado farmacêutico brasileiro.

O objetivo do artigo é compreender a dinâmica da indústria farmacêutica e estimar a

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equação de demanda, a partir de uma abordagem econométrica visando verificar o impacto do controle de preços na demanda e preços de medicamentos. O artigo está organizado da seguinte forma: seção 2 aborda aspectos gerais do mercado farmacêutico; a seção 3 trata das características do mercado farmacêutico brasileiro; seção 4 descreve os dados, discute os modelos e analisa os resultados. E, finalmente na seção 5 apresentam-se as conclusões.

2 - CARACTERÍSTICAS GERAIS DO MERCADO FARMACÊUTICO O mercado farmacêutico é caracterizado por um oligopólio diferenciado baseado na

ciência, existindo grandes monopólios e oligopólios por classes e subclasses terapêuticas (RÊGO, 2000). Por exemplo, o laboratório Roche domina o mercado de vitaminas; o Alcon, o de colírios; o Schering, o de anticoncepcionais (BRASIL, 2000b). É um exemplo de atividade e econômica que apresenta falhas de mercado e que gera produtos essenciais ao bem-estar da população. Dada a sua importância tem sido alvo de políticas industriais e de regulatórias.

Várias características estruturais tornam o mercado de medicamentos1 imperfeito do ponto de vista concorrencial, entre elas destacam-se: a) elevada concentração; b) o fato de o consumidor estar tecnicamente impossibilitado de decidir o que consumir; c) assimetria de informação entre os participantes do mercado; d) existência de patentes; d) fidelidade à marca (uma marca famosa desempenha um papel importante no processo de ingresso em um mercado relevante); f) existência de barreiras à entrada. As barreiras potenciais à entrada são: 1) elevados custos irrecuperáveis (sunk cost) em P&D, manufatura, desenvolvimento da marca e pesquisa; 2) barreiras tecnológicas; 3) elevados recursos financeiros, para adquirir ou construir bases física e equipamentos indispensáveis á produção. Elas conferem um poder monopólico às empresas estabelecidas, já que inibem a entrada de novos concorrentes pela impossibilidade de recuperarem os custos incorridos em sua instalação (SCHYMURA, 1999, p.87).

Outra característica igualmente importante neste mercado é o elevado gasto em propaganda, pois a manutenção das vendas de produtos antigos (tradicionais) e o lançamento de produtos inovadores/novos requerem uma complexa estrutura de propaganda. Morton (2000) através de um estudo econométrico conclui que embora sejam elevados estes gastos eles não são barreira à entrada de novos produtores.

O mercado se caracteriza pela presença de informação imperfeita (MORTON, 2000; MEDICI, BELTRÃO; OLIVEIRA, 1992; FINK, 2000; CAMARA,1993). Os consumidores (pacientes) não têm conhecimentos adequados de suas reais necessidades de consumo e a decisão de compra envolve muitas pessoas. Inicialmente, o médico prescreve a droga, existindo uma clara distinção entre há uma distinção entre quem toma a decisão de escolha do medicamento, o médico, e quem o consome, o paciente (ARROW, 1963).

Lisboa & Fiúza (2001) e Coscelli (2001), afirmam que essa dissociação entre o tomador de decisão e o pagador pode ser representada na teoria econômica como um problema de agência: o principal (o pagador) quer maximizar a utilidade esperada do paciente, devendo considerar não apenas a probabilidade do estado da natureza em que o paciente goza de boa saúde, mas também os eventuais gastos em tratamento, caso o paciente fique doente. O agente (o médico), que deveria fazê-lo para o principal, na verdade está preocupado apenas em maximizar a saúde do paciente, mas não necessariamente se importa com os custos que serão arcados pelo principal.

Uma característica distintiva do mercado de medicamentos é a baixa elasticidade da

1 Os medicamentos são considerados bens credenciais, dada a existência de informação assimétrica, pois alguns aspectos da qualidade do bem podem não podem ser avaliados pelo consumidor, necessitando do conhecimento e avaliação de experts (LISBOA et all, 2001; EMONS, 2001).

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demanda, em razão da essencialidade do produto, entretanto ela é diferenciada para os segmentos de renda e de produto (BRASIL, 2000; SAXENIAN, 1994). Segundo BRASIL (2000-b), a demanda tende a ser inelástica aos preços, pois são importantes para o restabelecimento da saúde do paciente (consumidor), ou seja, a princípio quando este aumenta de preços, as pessoas não deixam de comprá-los nem reduzem sua demanda proporcionalmente; e extremamente elástica a renda. A demanda por medicamentos pode ser divida em três grupos, conforme demonstra o Quadro 1:

QUADRO 1: Demanda e Elasticidade Preço para Medicamentos Nível de Renda Comportamento elasticidade

Superior O preço tem pouca influência no consumo.

Intermediário Elasticidade preço é significativa e pode influenciar a qualidade do tratamento medicamentoso ao qual o paciente irá se sujeitar.

Baixo O preço tem pouca influência no consumo, pois a renda é tão baixa que torna o consumo difícil.

Fonte: Elaboração própria a partir de BRASIL (2000)

2.1. A regulação do mercado farmacêutico Em um mercado competitivo, a determinação de preços de mercado através da

interação dinâmica entre oferta e demanda é um elemento principal na economia. As preferências dos consumidores para um produto irão determinar quanto ele adquirir a um dado nível de preços. Os consumidores compraram mais se os preços declinarem. E as firmas, por sua vez, decidem quanto estarão dispostas a ofertar a diferentes níveis de preços. Em geral, se consumidores estão dispostos a pagar preços mais altos por um determinado bem, então os produtores buscam produzir mais deste bem. Assim, a expectativa de preços mais altos pode levar a um aumento na oferta do bem. Esta dinâmica produz um preço de equilíbrio quando compradores e vendedores transacionam livremente, o preço desta interação levará a quantidade demanda pelos consumidores ser igual à quantidade ofertada pelos vendedores.

Quando governos adotam controle de preços, ele define o preço de mercado de um bem ou estabelece os critérios de reajustes de preços. Ao estabelecer preços, o mecanismo de determinação de preços descrito anteriormente não funciona, implicando que o preço estabelecido não será mais o de equilíbrio do mercado, ou seja, o preço que o governo estabelece poderá ser mais alto ou mais baixo. A figura abaixo ilustra a situação em que é estabelecido um preço abaixo do de equilíbrio.

FIGURA 1: Determinação de preços: Mecanismos de mercado x “Price ceiling”

É denominado de price-ceilling o mecanismo de controle de preços quando os

produtores não podem vender acima do preço estabelecido. A implicação deste mecanismo é que os consumidores querem mais do produto do que os produtores estão dispostos a oferecer,

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podendo causar excesso de demanda que por sua vez, pode gerar um racionamento do produto e/ou venda com ágio, um exemplo disto pode ser encontrado em Khusro (1967) que discute as implicações do controle de preços dos alimentos na Índia. Como Bronfebrenner (1947) adverte um controle de preços muito rígido leva a criação de um “mercado negro” do produto que é ineficaz sob o ponto de vista econômico.

Se ao contrário for estabelecido um preço muito alto, os consumidores serão desencorajados a comprar e haverá um excesso de oferta. Em ambos os casos o controle de preços causa sérias perdas de bem-estar.

Vale ressaltar que a discussão acima é feita para um mercado competitivo. Grande parte dos estudos sobre os efeitos do controle de preços está relacionada ao mercado competitivo; em menor número estão os estudos voltados a mercados monopolizados e poucos são os estudos voltados para mercados de oligopólios e com problemas de informação como o mercado farmacêutico.

Dixit (1991) desenvolve um modelo com price-ceiling aplicado à indústria competitiva com firmas idênticas e neutras ao risco. Segundo a autora, o instrumento de controle de preços tem impacto negativo no investimento e que em concorrência perfeita, o controle de preços é ineficaz. O regulador ao estabelecer o controle de preços deve estabelecer um nível de preços de forma a permitir alguma taxa de retorno, possibilitando atrair novos investimentos (Kon, 2003).

Pinheiro (1999) ao estender o Modelo de Dixit (1991) para um monopólio, mostra que o controle de preços não distorce as decisões dos agentes econômicos, não afetando a decisão de investir da firma e para os consumidores, o autor afirma, que sempre existirá um intervalo de preços que gerará ganhos de bem-estar, contudo o autor adverte que nem todos os tetos impostos pelo governo levarão a uma melhoria da situação dos consumidores.

Pazo & Jaumandreu (1999) construíram um modelo para explicar os efeitos do controle de preços em oligopólio regulado e concluíram que o mecanismo é eficaz e consegue moderar o comportamento das firmas. 2.3- Controle de preços na Indústria Farmacêutica

Dificilmente se observa o mercado farmacêutico funcionando totalmente desregulamentado, livre, ou seja, boa parte está sujeita a intervenções do governo. Essas intervenções, geralmente, têm como objetivo impedir que determinado grupo de agentes se aproprie de uma fração do excedente (KON, 2003). Um mecanismo muito utilizado é o controle de preços, que visa proteger os consumidores de práticas abusivas com intuito de manter as condições de saúde adequadas da população e garantir da eficácia e segurança dos produtos.

Além disto, os governos têm interesse no controle e regulação do mercado, pois os medicamentos representam uma parcela significativa dos gastos com saúde pública. Os elevados custos dos sistemas de saúde em muitos países requerem uma alocação adequada dos recursos, que busca a ampla oferta de medicamentos, evitando os produtos supérfluos e de preços elevados.

Vários são os instrumentos pelos quais ocorre a regulação no mercado farmacêutico. Uma característica comum a todos os possíveis instrumentos é o fato de que sua utilização afeta os dois lados do mercado, isto é, qualquer medida regulatória gerará impactos tanto para os vendedores quanto para os compradores. Por exemplo, a imposição de um padrão de qualidade na produção de um produto qualquer determina que a comercialização deste produto só pode ocorrer nesse padrão mínimo estabelecido pela agência reguladora. No Quadro 1 estão listados os principais mecanismos de regulação farmacêutica pelo Estado, a regulação tem basicamente duas metas: considerações de ordem sanitária e de ordem econômica.

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QUADRO 1: Mecanismos factíveis de regulação farmacêutica pelo Estado Metas Meios A – Considerações de ordem sanitária Serviços de controle da qualidade dos

medicamentos 1) Controle do número de medicamentos no mercado

Farmacopéia nacional, listas de medicamentos essenciais, formulários

2) Controle da eficiência e da segurança de medicamentos

Regulamentação de aprovação e registro

3) Controle das atividades de marketing das empresas farmacêuticas

Regulamentação da propaganda e promoção

4) Controle da distribuição Classificação dos produtos em éticos/não éticos B – Considerações de ordem econômica Serviços de controle de custo de medicamentos 5) Redução dos gastos públicos com medicamentos Regulamentação do preço e estímulo à prescrição

de medicamentos genéricos 6) Fortalecimento da própria indústria do país Subsídios e incentivos à indústria, controle de

importações, sistema de patentes Fonte: Pinheiro (1999)

Tanto as considerações de ordem sanitária quanto às de ordem econômica têm a

mesma motivação: a operação livre do mercado que está sendo regulado poderia contrariar o interesse público. Pode-se dizer que a regulação de ordem sanitária está presente na maior parte dos países, a sua fundamentação baseia-se na necessidade de assegurar a qualidade e segurança dos produtos comercializados.

A fundamentação para a regulação econômica do mercado farmacêutico está relacionada às seguintes falhas de mercado: mercado concentrado, barreiras à entrada, demanda inelástica e assimetria de informações. Segundo Ellison (2001), a indústria farmacêutica é altamente regulada, seja através de determinação de preços, de margens de lucros ou por legislação sobre direitos de propriedade. Chambaretaud (2000) afirma que se a indústria farmacêutica não for controlada ela pode praticar preços muitos superiores aos custos marginais graças à vantagem concorrencial conferida aos medicamentos de marca. Como o mecanismo de determinação de preços de equilíbrio não funciona adequadamente no mercado farmacêutico devido às falhas de mercado. Assim, para garantir o acesso aos medicamentos, muitos países, inclusive o Brasil, regulam os preços.

Grande parte dos estudos sobre a regulação de preços de medicamentos enfatiza as diferenças de preços entre países verificando se estas diferenças podem ser explicadas pelo ambiente regulatório; e raros são os estudos voltados ao estudo dos efeitos do controle de preços. Exemplificando, Danzon and Chao (2000) mostram que países com uma forte regulação de preços (França, Itália e Japão) têm preços menores do que os praticados em mercados menos regulados como Estados Unidos e Inglaterra.

Atualmente, os preços de medicamentos estão livres na minoria dos países da OCDE - Organização para Cooperação e Desenvolvimento Econômico -, mas mesmo nestes casos um controle indireto é exercido, pois praticamente nenhum governo abre mão de utilizar seu poder de monopsônio para contrabalançar o poder de monopólio das empresas protegidas por patentes (RÊGO, 2000, p.369). 2.3.1 Principais formas de regulação do mercado farmacêutico

Examinando a experiência internacional nota-se que os países desenvolvidos, especialmente os europeus, utilizam algum sistema de regulação de preços, havendo também mecanismos de intervenção extra-controle de preços. Dentre estes mecanismos destacam-se a legislação antitruste para evitar que estruturas oligopolizadas ou monopolizadas possam

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distorcer as forças de mercado, em detrimento do consumidor e da própria atividade econômica. A literatura destaca formas de regular o mercado farmacêutico: controles diretos e controles indiretos. Entre os mecanismos de controle direto adotados pelos países destacam-se: fixação da taxa de retorno, sistema de preço preferência, tabelamento de preços e “price cap”,

A fixação da taxa de retorno, segundo Chambaretaud (2000) é a prática utilizada na Inglaterra desde 1957 para o controle dos os lucros. As autoridades e os industriais negociam regularmente uma taxa de lucro (geralmente entre 17 e 21%). Neste sistema, a principal dificuldade é estabelecer um acordo sobre os parâmetros a serem utilizados no cálculo da taxa de retorno devido à assimetria de informações, pois o governo não conhece todas as informações sobre custos.

O sistema de preço-referência é adotado na Alemanha e na França, pois nestes países utilizam o sistema no qual os preços são tecnicamente livres, mas há um preço de referência que impõe limites máximos aos reembolsos a serem efetuados, funcionando como um limitador para os demais preços. A Alemanha em 1989, através do Health Care Act, introduziu o sistema de preço de referência para vários tipos de drogas, este sistema fixa os níveis de reembolso para medicamentos. Se um indivíduo deseja comprar um medicamento que custa acima do fixado pelo sistema, ele terá que pagar a diferença; 80% das drogas existentes naquele país são cobertas por este sistema (ULRICH, 2000).

O tabelamento de preços foi utilizado no Brasil pelas autoridades econômicas para conter surtos inflacionários, nas décadas de 80 e 90. Os resultados dessa política não foram eficazes, sendo o assunto discutido no próximo capítulo. Basicamente, neste sistema de intervenção via controle de preços há dois tipos de problemas. Em primeiro lugar, não dispondo de informação sobre o valor do custo marginal, é difícil para o governo determinar o valor correto de preço a fixar. Em segundo lugar, ao diminuir a distorção entre preço e custo marginal, o governo pode indiretamente criar ou aumentar uma outra distorção, ao fixar um preço muito baixo para um medicamento, as empresas podem não oferecê-lo com a qualidade necessária, além de desestimular investimentos em P & D (fatos estes ocorridos no Brasil). Ao fixar um preço muito alto pode dificultar a aquisição pelo paciente.

O price cap é um mecanismo de fixação de preços compreende uma regra de reajuste por índice público de preços, acompanhada de previsão de redução de custos por aumento de produtividade, com o objetivo de estimular, de forma muito simples e transparente, a busca de aumento de eficiência microeconômica. A regulação de preço teto, da mesma forma que a regulação de taxa de retorno, fixa os preços por um determinado tempo. Porém, elas diferem em vários aspectos. A regulação de preço teto é prospectiva, isto é, o custo histórico da firma não é usado com base para a determinação dos preços futuros. Em segundo, a firma tem flexibilidade para diminuir preços, o que pode ser importante para ajustar a estrutura de preços relativos. Em terceiro, a distância entre revisões regulatórias é exógena (OLIVEIRA, 2000).

As principais formas de controle indireto de preços são: o incentivo ao genérico e o seguro saúde. O incentivo ao genérico é uma das medidas mais utilizadas para a contenção dos gastos públicos com medicamentos é a adoção dos medicamentos genéricos, pois com eles os preços dos medicamentos caem significativamente devido à concorrência entre medicamento de marca e genérico; esta política é incentivada pela Organização Mundial de Saúde já que possibilita o aumento do acesso a medicamentos. Nem sempre os prescritores (médicos) são sensíveis aos preços, ou seja, levam pouco em conta os preços das drogas já que eles não pagam por elas (COSCELLI, 2001), motivo pelo qual alguns países estimulam a substituição pelo farmacêutico do medicamento prescrito pelo seu genérico é permitida, visando com isto reduzir os gastos públicos ou privados com medicamentos. Esta política é adotada por: França, Espanha, Estados Unidos e Inglaterra - nos dois últimos países os

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farmacêuticos têm autorização para substituir o medicamento de marca pelo genérico, salvo quando o médico proíbe a substituição na receita.

A política de Seguro-Saúde é amplamente utilizada em países desenvolvidos, onde o sistema de welfare state está bem desenvolvido, existindo assim sistemas de seguro saúde, onde a maior parte das despesas com saúde (inclusive medicamentos) fica a cargo do governo, exceto nos Estados Unidos, onde os seguros são privados, e o montante dos gastos a pagar pessoalmente pelo indivíduo pode depender do seu rendimento ou capacidade de pagamento. Os seguros saúde tanto públicos, quanto privados, exercem grande influência na formação dos preços dos medicamentos. Phelps (1992:407) diz que os seguros saúde podem ser interpretados como uma maneira de se fazer controle de preços.

Com o mecanismo de seguro saúde há indícios que ocorra um sobre-consumo de medicamentos,2 além disto durante o processo de busca pelo medicamento, ou seja o processo de compra, os consumidores não fazem pesquisa de preço em farmácias ou preocupam-se em adquirir o medicamento de marca mais barata, pois não têm incentivos financeiros para isto (SORENSEN, 2001).Visando amenizar os problemas com o sistema de seguro saúde, acima descritos, são adotadas algumas medidas para conter os gastos públicos com medicamentos, tais como:

a) Sistema de co-pagamento A Alemanha é um exemplo da adoção do sistema de co-pagamento, onde o

consumidor contribui com certa quantia na aquisição de medicamentos, que pode variar dependendo do rendimento ou capacidade de pagamento. Este sistema funciona como um “limitador” do sobre-consumo, pois os consumidores terão que pagar parte de seus gastos. Em 1970, introduziram o sistema de co-pagamento, que estipula os valores para pagamento por prescrição, o valor pago por receita varia entre 3 e 7 marcos.

b) Orçamento regional No Canadá, por exemplo, existe o sistema de orçamento por região, o sistema de saúde

monitora e prove informação aos médicos sobre os padrões de prescrição deles e quando algum médico ou hospital ultrapassar o limite estabelecido o mesmo pode até mesmo sofrer penalidades financeiras por prescrever grande quantidade ou drogas muito caras.

c) Lista positiva São listas definidas pelos governos ou seguros privados em que são determinados os

medicamentos reembolsáveis. È um mecanismo utilizado em todos os países da OCDE. d) Lista negativa São listas definidas pelos governos ou seguros privados em que são determinados os

medicamentos não reembolsáveis. Geralmente os OTC não são passíveis de cobertura. É um mecanismo utilizado em todos os países da OCDE. 2.4. A Experiência Internacional

Na década de 90, verifica-se uma forte corrente de contenção de despesas com saúde em vários países desenvolvidos tais como Canadá, Inglaterra, Alemanha, França, Estados Unidos (CHAMBARETAUD, 2000).Os principais instrumentos utilizados visavam a contenção dos preços e o controle dos gastos com medicamentos. Nestes países, devido aos sistemas de reembolso ou seguro saúde, a maior parte dos gastos com medicamentos fica a cargo do governo, visando à redução destes gastos, os governos instituem diversas formas de regulação.

Examinando a experiência internacional de intervenção sobre o mercado de medicamentos éticos, é possível constatar que não existe um modelo único de relacionamento 2 Em alguns países como China, Coréia e Japão, os médicos têm na verdade um incentivo financeiro para prescrever uma grande quantidade de medicamentos ou medicamentos caros porque eles obtêm um lucro das drogas por eles dispensadas. Nestes países, as despesas farmacêuticas alcançaram 35% a 50% do total das despesas de saúde.

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entre governo e indústria. Na Inglaterra, por exemplo, o governo, aproveitando-se do poder de barganha derivado do volume de compra do sistema de saúde pública, o National Health Service –NHS- definiu em 1993 um sistema de regulação de preços para os medicamentos éticos, o sistema tem o seguinte nome: Pharmaceutical Price Regulation Scheme (PPRS) e controla os preços de cerca de 80% das drogas dispensadas pelo NHS3. Através deste sistema o governo controla os lucros dos laboratórios sobre o volume de vendas de medicamentos ao sistema de público de saúde (LISBOA et all, 2001). Na França, o reembolso de um conjunto de medicamentos pelo sistema público de saúde do Regime Geral de Seguridade Social funciona como um "teto" para os preços. Nos Estados Unidos, a participação do governo é relativamente pequena, mas o sistema de saúde privado reembolsa a aquisição de medicamentos prescritos pelos médicos conveniados, o que também funciona como limitador do nível de preços.

Nesses países, entretanto, seja de maneira direta ou através de aquisições, como no caso do Reino Unido, ou indireta como no caso de reembolsos por planos de saúde público ou privado, a natureza institucional da demanda é um fator relevante do funcionamento do mercado de medicamentos éticos.

QUADRO 2 : Regulação da Indústria Farmacêutica em Países da OCDE País Controle de

Preços de Lançamento

Controle de Preços de Reembolso

Preços-referência

Controle de Lucros

Listas Positiva/Negativa

Orçamento de Medicamentos para Médicos

Alemanha • • • •

Áustria • • •

Bélgica • • •

Dinamarca • •

Espanha • • • •

Finlândia • •

França • • • •

Grécia • • •

Holanda • • • •

Inglaterra • • •

Irlanda • • • •

Itália • • •

Japão • • •

Noruega • • •

Portugal • • •

Suécia • •

Suíça • • •

Fonte: Vernon (2003)

3 MERCADO BRASILEIRO DE MEDICAMENTOS

O Brasil ocupa a 11ª posição no ranking do mercado farmacêutico mundial e é o maior 3 Fonte : http://www.ifs.org.uk/innovation/drugs.shtml - Pharmaceutical price regulation: the current

debate.

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mercado na América Latina, entretanto em 1997 ocupava a 7ª posição (CAPANEMA e PALMEIRA FILHO, 2004; GODOY, 2002). A participação do Brasil no mercado mundial de medicamentos gira em torno de 1,5% a 2,0% (Silva, 2000; WHO/OMS,1998;). Apesar do tamanho do mercado brasileiro, a despesa per capita com remédios é de cerca de US$ 13/ano, cifra próxima a dos países da África (MARQUES, 2000); já os gastos com saúde (inclusive medicamentos) representavam, em 1998, 6,6% do PIB e US$ 453, segundo dados do World Bank4. Em 1976, o consumo de medicamentos era de cerca de US$10,5 per capita, em 1999 atingiu a cifra de US$ 13/ano; o crescimento no consumo na década de 90 ainda é muito pequeno, dada a restrição orçamentária da grande maioria da população (MEDICI et all, 1992, p.13). As vendas de medicamentos estão concentradas nas farmácias, respondendo estas por 77,1% do total do faturamento e as clínicas, hospitais particulares e outros respondem por 22,9% (ANVISA, 2001).

No Brasil, em 1996, os medicamentos consumiam de 1,01% a 4,83% do orçamento familiar, dependendo da classe de rendimento mensal familiar. Na Tabela 1 são apresentadas as alterações ocorridas na participação dos gastos com medicamentos no orçamento global das famílias, entre 1987 e 1996, para todas as classes de renda, estando também presente a representação percentual das mudanças ocorridas em cada faixa de renda familiar. TABELA 1: Percentual da Despesa Média Mensal Familiar com Medicamentos

no Brasil para as áreas da POF – 1987 e 1996 Classes de recebimento mensal familiar (S.M.) 1987 1996 Variação Percentual Total 1,71 1,89 10,5% Até 2 S.M. 4,26 4,83 13,4% Mais de 2 a 3 S.M 3,14 3,84 22,3% Mais de 3 a 5 S.M. 3,07 3,46 12,7% Mais de 5 a 6 S.M. 2,50 3,22 28,8% Mais de 6 a 8 S.M. 2,42 2,73 12,8% Mais de 8 a 10 S.M. 2,28 2,6 14,0% Mais de 10 a 15 S.M. 2,28 2,24 -1,8% Mais de 15 a 20 S.M. 1,63 2,00 22,7% Mais de 20 a 30 S.M. 1,53 1,79 17,0% Mais de 30 S.M. 1,00 1,01 1,00%

Fonte: IBGE

Conforme a Tabela 2 entre 1987 e 1996 houve aumento do percentual do orçamento familiar gasto com medicamentos para todas as classes, exceto para a de 10 a 15 Salários Mínimos (S.M.), a qual teve uma queda de 1,8%. A classe que apresentou maior variação foi a de 5 a 6 S.M. A classe de recebimento de até 2 S.M., ou seja a classe mais pobre, apresenta maior percentual do orçamento familiar em gastos com medicamentos. Há necessidade de políticas públicas que facilitem o acesso e reduzam estes gastos especialmente para a população mais pobre. 3.1 Padrão de consumo

Lisboa et all (2001) e BRASIL (2000) encontraram evidências sobre o padrão de consumo de medicamentos no Brasil. Segundo os autores, as classes de maior renda (49% da população) consumiram 84% da produção total de medicamentos e as de renda mais baixa (51% da população) consomem 16% da oferta total. Esse padrão de consumo evidenciou que a estrutura da procura de medicamentos no Brasil refletiu as distorções inerentes ao processo de concentração de renda e demonstrou que a demanda deste mercado tem sido altamente concentrada (Marques, 2000). 4 Fonte : http://devdata.worlbank.org

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No Brasil, os 10% mais pobres gastaram uma fração da renda de cerca de 8 vezes superior àquela gasta pelos 10% mais ricos (LISBOA et all, 2001). Apenas 15% dos produtos farmacêuticos foram comprados de modo centralizado pelo SUS, que distribuiu a custo zero em postos de saúde, visando com isto aumentar a acessibilidade de medicamentos para as camadas mais pobres da população. Conforme a Portaria 3916/98 do Ministério da Saúde o perfil do consumidor brasileiro pode ser divido em três grupos:

A. O primeiro formado por aqueles com renda acima de 10 salários mínimos, que corresponde a 15% da população, consome 48% do mercado total e tem uma despesa média anual de 193,40 dólares per capita;

B. O segundo, apresenta uma renda entre quatro a 10 salários mínimos, que corresponde a 34% da população, consome 36% do mercado e gasta, anualmente, em média, 64,15 dólares per capita;

C. O terceiro, tem renda de zero a quatro salários mínimos, que representa 51% da população, consome 16% do mercado e tem uma despesa média anual de 18,95 dólares per capita. Além da disparidade entre os valores gastos com medicamentos entre as classes acima

mencionadas, existem também cestas diferentes de medicamentos, conforme o nível de renda das famílias5.

A Tabela 2 permite verificar a evolução das vendas de medicamentos e o preço médio praticado entre 1990 e 2003. TABELA 2: Vendas Farmacêuticas no Brasil – 1990 a 2003 Ano Vendas em

US$ 1.000,00 Unidades

em milhares Preço Médio

em US$ 1990 3.400.000 1.500.000 2,30 1991 3.000.000 1.500.000 2,00 1992 3.800.000 1.600.000 2,40 1993 5.000.000 1.600.000 3,10 1994 6.414.606 1.545.194 4,15 1995 8.267.747 1.765.946 4,68 1996 9.693.194 1.819.079 5,32 1997 10.347.194 1.738.376 5,95 1998 10.311.651 1.646.998 6,26 1999 7.609.497 1.594.454 4,77 2000 7.483.212 1.467.779 5,09 2001 5.685.430 1.640.251 3,46 2002 5.200.494 1614.825 3,22 2003 5565566 1.497.883 3,71 Fontes: ABIFARMA; SINDUSFARMA

A Tabela 2 revela que além da diminuição da quantidade demandada ocorre ainda na década de 90 um aumento do preço médio que variou entre US$2,30 a US$6,26. Este aumento do preço médio não é explicado por mudanças no mix de produtos existentes no mercado brasileiro, pois dentre os 25 produtos mais vendidos somente 7 (sete) foram lançados na década de 90, pois não há grandes mudanças na quantidade de produtos ofertada no mercado brasileiro (ANVISA,2001). Verifica-se também que a partir de 2000 ocorreu uma queda sensível no preço médio, esta variação pode ser atribuída a dois fatos: introdução dos medicamentos genéricos e controle de preços - implantando a partir de janeiro de 2001.

5 Fonte: Magalhães et all (2001)

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3.2 Um breve relato sobre o controle de preços de medicamentos no Brasil

A regulação do setor farmacêutico no Brasil é bastante antiga, sendo que Considera (2002) relata que desde a época do Império o setor era regulamentado pelo Estado. O autor reproduz um documento que pode ser considerado como um marco histórico da defesa de concorrência e regulação no Brasil. Neste documento datado de 1808, o príncipe regente regulamenta a forma de preparo de medicamentos e determina como seriam fixados os preços e faz um tabelamento de preços, visando com isto proteger os interesses os cidadãos6.

Em 1962, foi criado através da Lei 4.137 o Conselho Administrativo de Direito Econômico (CADE), visando evitar o abuso de poder econômico, tal como competição desleal, especulação abusiva, colusão e acordos entre competidores, aumento abusivos de preços, etc. Após o golpe militar de 1964, o governo decidiu fazer um amplo controle de preços visando controlar a inflação até que a inflação desaparecesse. Contudo, esta política perdurou até 1994, sob a justificativa que se os preços fossem liberados haveria uma explosão inflacionária.

A seguir apresentamos um breve relato do controle de preços da década de 70 até os dias atuais. • Décadas de 70/80 – Controle de Preços Neste período, quase todos os preços da economia, em especial os de medicamentos eram controlados pelo Conselho Interministerial de Preços (CIP) - os preços eram tabelados. Os medicamentos mais tradicionais eram os mais controlados devido ao maior consumo e necessidade. Para driblar o controle de preços, algumas indústrias, passaram a adotar táticas como: superfaturamento, via compra direta da matriz; uso de matéria-prima de qualidade inferior; aumentos com autorização forjada e “maquiagem” de produtos – que consistia em pequenas modificações (concentração e apresentação diferente, alterações na formulação, etc.) no produto para justificar o pedido de aumento de preços (BRASIL,2000). Além disto, o setor atuava de forma organizada junto ao CIP para conseguir aumentos diferenciados de preços e concessão de empréstimos, ou seja, grupos de produtores se organizavam sob a forma de cartel exercendo pressão sobre o CIP. Assim, o CIP concedia um aumento de preços específicos para determinado grupo de produtores. Como o órgão não teve sucesso na sua missão, pois apesar do controle, os preços dos setores controlados evoluíram na mesma intensidade do que os preços dos setores não controlados e havia fortes indícios de corrupção, isto fez com que sua credibilidade fosse questionada, resultando na extinção do órgão.Este problema pode ser analisado como um problema de captura que acontece quando regulador é capturado pelo regulado.

• Período 1990/93

Após a extinção do CIP em 1990, os preços foram liberados. Mas em março de 1990, todos os preços, inclusive medicamentos, foram congelados em face do descontrole inflacionário. Em agosto do mesmo ano, iniciou-se o processo de liberação de preços do setor. Em outubro de 1990, apenas os medicamentos de uso contínuo tinham preços controlados. Em fevereiro de 1991, o Plano Collor II promoveu novo congelamento geral de preços. Em maio de 1992, através da Portaria MEFP 37/92, os preços de medicamentos foram novamente liberados e estabeleceu-se a margem máxima de lucros para as farmácias, houve elevação de 43,99% do preço médio de medicamentos e queda de 22,53% nas quantidades vendidas (Silva, 2000). 6 O leitor interessado na evolução do controle de preços no Brasil pode encontrar em Considera

(2002) em boa exposição.

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Em 1992, a crise de medicamentos no Brasil agravou-se devido ao aumento descontrolado dos preços de venda, fruto da desregulamentação. Segundo Bermudez et all (2000), estudos realizados durante o período de abril de 1992 e abril de 1993 mostraram que, frente a uma inflação estimada em 1.608%, os preços de alguns medicamentos aumentaram em 2.600% na tentativa de recuperar a margem de lucro perdida durante o período com controle governamental, restringindo ainda mais o acesso da população aos medicamentos. Em 1993, os preços voltaram a ser controlados.

• Período 1994/1996

Em junho de 1994, o Brasil abandonou o controle de preços, trocando-o pela lei da oferta e da demanda e adotou a Lei 8884 que estabeleceu um moderno aparato de defesa e promoção da concorrência. Por esta Lei, o livre jogo das forças de mercado, em um ambiente concorrencial, deveria ser suficiente para garantir preços estáveis e justos (CONSIDERA, 2002). Entretanto, Pinheiro (1999) diz que a passagem para um ambiente de mercados desregulamentados pode ter sido precipitada.

Para visando coibir aumentos exagerados, o governo manteve entendimento informal com a indústria e os reajustes foram previamente comunicados à Secretaria de Acompanhamento Econômico (SEAE), do Ministério da Fazenda. Essa política contribuiu para que houvesse 45,7% de aumento dos preços medido pela IPC-FIPE, contra inflação geral de 60,3%, mas em 1995 houve redução de 3,7% no preço médio. No final de 1996, novamente ocorre a liberdade de preços para o setor. • Período 1997 e 1998

Com o afastamento da SEAE, os preços foram fixados livremente pela indústria. Verificou-se neste período reajustes bastante elevados, o que levou o governo a determinar, em novembro de 1998, que a indústria passasse a comunicar à SEAE e justificar os aumentos de preços dos medicamentos sujeitos à prescrição. • A partir de 1999

Dada a desvalorização cambial ocorrida em janeiro de 1999, o governo firmou um acordo para definir critérios para repasse do câmbio, que foi realizado em três etapas, a primeira em março, a segunda em abril e a terceira em maio. Neste mesmo ano foi autorizado mais um aumento médio acumulado de 8,0% em agosto, com o objetivo de repasse do impacto das variações cambiais sobre os demais insumos (basicamente embalagens).

No final do ano de 2000, o governo voltou a determinar através da Câmara de Medicamentos que os preços a partir de janeiro de 2001 e atualmente eles ainda permanecem controlados, porém o controle está sendo executado pela Câmara de Medicamentos que é composta por membros da Agência Nacional de Vigilância Sanitária e Ministério da Fazenda.

Segundo Pinheiro (1999), a experiência brasileira de controle de preços (pré-estabilização) não foi eficaz devido à alta volatilidade dos preços da época, fator que reduziu os potenciais ganhos do controle. Buscamos neste artigo verificar os efeitos da presença de controle de preços na demanda e preços de medicamentos no Brasil após a estabilização da economia.

4 A DEMANDA E A OFERTA DE MEDICAMENTOS NO BRASIL

4.1 Apresentação dos Dados e Procedimentos Metodológicos

A estimação das equações de demanda e oferta para medicamentos no Brasil requisitou três tipos de dados: a) a série de quantidades de medicamentos vendidos no Brasil; b) a série de preços destes medicamentos e c) a variável renda. Inseriu-se uma variável dummy para os meses onde houve controle de preços de medicamentos para verificar o

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impacto do controle de preços nas funções demanda e oferta e uma outra dummy para os meses de inverno para testar a hipótese de sazonalidade das vendas de medicamentos.

A fonte da base de dados utilizada para a série de quantidades de medicamentos vendidas no Brasil é o Sindicato das Indústrias Farmacêuticas (SINDUSFARMA) que em conjunto com a Associação Brasileira da Indústria Farmacêutica (ABIFARMA) apura junto aos laboratórios associados as quantidades de medicamentos vendidas mensalmente. Os dados correspondem ao mercado total e englobam as vendas para as farmácias (consumidor final) e as institucionais (hospitais públicos e privados). A amostra refere-se ao período de julho de 1994 a dezembro de 2000, logo a série mensal de dados contém 78 observações. A justificativa em utilizar este período de analise consiste no fato que a partir de 2001 os preços permanecerem durante todo tempo controlados pelo governo. De forma a estabilizar a variância das séries e obter diretamente as elasticidades, utilizou-se o logaritmo natural de cada variável.

Dada a limitação de dados, o preço médio do medicamento no Brasil foi obtido via razão entre faturamento e quantidade vendida. Os valores foram deflacionados pelo IGP-DI da Fundação Getúlio Vargas (FGV).7 A proxy da variável renda foi obtida através do uso do rendimento médio nominal do trabalho principal das pessoas ocupadas de 15 anos ou mais – em Reais (R$) – dados do IBGE (Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística), publicados na Pesquisa Mensal de Emprego (PME). Os valores foram deflacionados pelo IGP-DI da FGV.

Incluiu-se no modelo uma variável dummy, identificada como It, para testar a hipótese de comportamento sazonal das vendas de medicamentos. Procurou-se identificar o impacto do provável aumento dos casos de doenças respiratórias em geral (resfriados, gripes, pneumonias, bronquites, sinusites etc.) nos meses de inverno nas vendas de medicamentos para problemas respiratórios, como antitérmicos, analgésicos e antibióticos. A variável It assumiu o valor 1 (um) nos meses de abril, maio, junho e julho e 0 (zero) nos demais meses.

O modelo de demanda e oferta para medicamentos no Brasil utilizou os métodos:

• Método dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) corrigido pelo Método de Cochrane Orcutt (C.O.) devido a problemas de autocorrelação serial.

• Método de Mínimos Quadrados de Dois Estágios (MQ2E), dado o viés de simultaneidade entre preço e quantidade vendida. Este é um método amplamente utilizado em estudos envolvendo a questão de preço e quantidade vendida de medicamentos e além de outros bens.

• O terceiro método aplicado consistiu na modelagem de um vetor autoregressivo sob a representação de um modelo de correção de erro, utilizando-se os procedimentos de estimação e testes desenvolvidos por Engle-Granger e Johansen. Deve-se ressaltar que, em casos de modelagem de séries temporais não-estacionárias, estes métodos são os que fornecem os tratamentos estatísticos e econométricos mais indicados.

As estimações das funções demanda e oferta foram feitas usando as equações (1) e (2) Função Demanda: Q

t = α0 + α1 Pt +α2 Rt +α3 Dt +∝4 It + ε1, t (1) Função Oferta: P t= β0 + β1 Qt + β2 Pt – 1 + β3 Dt +β4 It + ε2,t (2) 7 Para um modelo mais robusto seriam necessárias as informações tanto de preço quanto de quantidade vendida para cada classe terapêutica, contudo estas informações não estão disponíveis. Estas informações possibilitariam verificar o comportamento da demanda para cada classe terapêutica.

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Onde: Qt= logaritmo de quantidade de medicamento vendida no período julho/1994 a

Dezembro/2000. A fonte dos dados é o SINDUSFARMA; Pt = logaritmo de preço médio dos medicamentos vendidos. O preço médio é a razão entre

o faturamento do setor em reais e a quantidade vendida8; Pt – 1 = logaritmo de preço médio dos medicamentos vendidos defasado de um período

R t= logaritmo de rendimento médio do trabalho principal. Dt = dummy para os meses onde houve controle de preços

It = dummy para os meses de abril, maio, junho e julho

α0, β0 = constante

ε t= erro aleatório t = 1,2,3,......, n

Para obter resultados estatisticamente robustos foram efetuados testes de multicolinearidade e de heterocedasticidade (teste de Park9 sugerido por Gujarati, 2000, p.369). Considerando os resultados obtidos, descartou-se a hipótese do modelo apresentar multicolinearidade entre as variáveis e heterocedasticidade.

A seguir, foram feitas estimações das equações (1) e (2) através do MQO e os resultados indicaram que o modelo violou uma das hipóteses do modelo clássico de regressão linear, ou seja, há presença de autocorrelação serial, indicando assim que o MQO não é um melhor estimador linear não-viesado. Para corrigir o problema aplicou-se o método de Cochrane Orcutt.

Para estimação das equações através do MQ2E, inicialmente foi necessário fazer a identificação das equações. Para identificação do sistema formado pelas equações (1) e (2), as variáveis Qt e Pt foram consideradas endógenas e Rt , Dt , Pt-1 e It exógenas. Conforme Greene (1993), Matos (2000) e Gujarati (2000), para um sistema ser identificado, ele deve atender a duas condições: a condição necessária ou de ordem e a condição de rank ou suficiente.

A condição de ordem é testada por: K - κ = ≥ m - 110 (3) K = número de variáveis exógenas no sistema

κ = n.º variáveis exógenas na equação m = n.º de variáveis endógenas na equação

No sistema existem 4 (quatro) variáveis exógenas (Rt , Dt , Pt-1 e It), tanto na equação (1) quanto na (2) existem apenas 3 (três) . Além disso, o número de variáveis endógenas é 2 (Qt e Pt). Substituindo estes valores na equação (3), pode-se concluir que tanto a equação de demanda quanto a de preço são exatamente identificadas. 8 Utilizou-se a variável preço médio como indicador para preços devido à falta de dados desagregados. 9 O teste de Park consiste em regredir o quadrado dos resíduos σ2, sobre a variável explicativa X. 10 Quando K- κ= m-1 diz que a equação é identicada (GREENE, 1993 ).

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Atendida a condição de ordem, testou-se a condição de rank ou suficiente11. A identificação foi realizada em 3 etapas. Na primeira, isolou-se o erro aleatório em (1) e (2). Posteriormente, reescreveram-se estas equações, desmembrando os coeficientes das respectivas variáveis; conforme demonstrado no Quadro 3: QUADRO 3: Teste das Equações (1) e (2) para a condição de posto ou rank 1 Qt Pt Rt Pt-1 Dt Demanda - α0 1 - α1 - α2 0 - α3 Preço - β0 1 - β1 0 - β2 - β3

Finalmente, eliminam-se as colunas em que a variável aparece nas duas equações. Apresentado no quadro 4, as condições finais do teste de rank: QUADRO 4: Finalização do teste para a condição de rank Rt Pt-1 Demanda −α2 0 Preço 0 −β2

O rank da equação de demanda é igual a 1, a menos que α2 =0, pode-se concluir que pela condição de rank esta equação é exatamente identificada. O mesmo raciocínio é aplicado à equação de oferta.

As equações (1) e (2) são exatamente identificadas e satisfazem a condição de ordem e a de posto. Para análise dos dados são utilizados os dois métodos de MQ2E e o de MQO. Teoricamente, espera-se que na equação de demanda a variável preço exiba sinal negativo, significando que a demanda é afetada negativamente por variações de preço, por outro lado espera-se que a variável renda apresente sinal inverso, ou seja positivo

. 4.2 Resultados e análises

A seguir são apresentados os resultados obtidos por MQO e MQ2E. Confrontando os resultados obtidos pelos dois métodos notam-se diferenças dos parâmetros. Em função do modelo apresentar viés de simultaneidade entre as variáveis Pt e Qt, serão utilizados nas análises os resultados obtidos por MQ2E por ser este o método que trata adequadamente o problema de simultaneidade.

Os resultados apresentados na Tabela 3 para as variáveis Pt e Rt são os teoricamente esperados. O coeficiente da variável que representa o preço (Pt) é negativo e estatisticamente significante, e o que representa a renda dos consumidores (Rt) é positivo e estatisticamente significante como prevê a teoria da demanda. A demanda de medicamentos no Brasil mantém uma relação direta com a renda, onde para variações da renda em 1% têm-se um aumento no consumo de 0,375%. Já a variável Pt apresenta uma relação inversa, tal que variações de 1% nesta variável proporcionarão uma redução no consumo de 0,265%.

A variável dummy Dt (controle de preços) apresentou um coeficiente positivo e estatisticamente significante. Este resultado também é teoricamente aceitável, indicando que o controle de preços estimulou a demanda por apresentar um sinal positivo. Já a variável dummy It (inverno) apresentou sinal positivo e estatisticamente significante, confirmando a hipótese de aumento sazonal nas vendas de medicamentos nos meses de inverno. TABELA 3 : Resultados obtidos para a Equação (1) Demanda. Variável dependente= Q

t MQO corrigido por C.O. MQ2E Constante Rt Pt Dt It Constante Rt Pt Dt It Coeficiente 10,051 0,381 -0,380 0,038 0,074 9,82 0,375 -0,265 0,051 0,098 P-Value 0,000* 0,008* 0,001* 0,216 0,003* 0,000 * 0,001* 0,011* 0,065** 0,000* R2 52,11 49,76 *, ** - Aceita ao nível de significância de 1% e 10 %, respectivamente 11 Para detalhes sobre o teste: ver Greene (1993) e Matos (2000).

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Os resultados apresentados na Tabela 4 para a variável Qt indicam que os preços de medicamentos no Brasil não são influenciados por alterações na quantidade vendida. Os resultados para a variável Pt-1 (preço defasado) parecem demonstrar que o preço no tempo (t) (presente) tem relação com a do tempo t-1 (passado) .

A variável Dt merece atenção, pois representa os períodos em que houve controle de preços, os resultados obtidos indicam que nos períodos em que houve intervenção governamental nos preços ocorreu redução dos mesmos, considerando que o coeficiente apresentado é negativo e é estastiscamente significante. Este resultado é similar ao encontrado por LISBOA et all (2001) que utilizaram uma variável dummy para verificar o impacto da política intervencionista nos preços de medicamentos no ano de 1999. TABELA 4 : Resultados obtidos para a Equação (2) Oferta. Variável dependente = P

t MQO corrigido por C.O. MQ2E Constante Qt Pt-1 Dt I Constante Qt Pt-1 Dt It Coeficiente 1,630 -0,116 0,880 -0,0149 0,031 -4,6105 0,390 1,0069 -0,4403 -0,161 P-Value 0,017* 0,032** 0,000* 0,254 0,010* 0,141 0,124 0,000* 0,070** 0,574 R2 90,99 49,76 *, ** - Aceita ao nível de significância de 1% e 10 %, respectivamente

Com base nos resultados das regressões apresentados nas Tabelas 4 e 5, pode-se concluir que os resultados estão de acordo com a teoria da demanda. Na presença da variável Dt (controle de preços) há aumento na demanda e redução nos preços, evidenciando a importância do controle e acompanhamento de preços, como instrumento de política pública que evita aumentos abusivos nos preços de medicamentos e proporciona aumento na demanda por medicamentos.

O controle de preços pode ser eficiente na questão dos preços, mas pode diminuir a lucratividade das empresas do setor - como ocorreu até o início dos anos 90. Isto pode acarretar redução dos gastos com pesquisa e desenvolvimento de produtos e desestimular a venda de medicamentos com qualidade. Possivelmente, também pode ocorrer redução de postos de trabalho e queda dos investimentos no setor.

A próxima seção apresenta os resultados dos testes de raízes unitárias e da estimação do vetor de co-integração pelo método de Johansen.

4.4 Análise de co-integração

O vetor de co-integração nos fornece medidas da relação de longo prazo entre as variáveis quantidade, preço e renda, podendo ser comparadas às obtidas através dos modelos de MQO e MQ2E. O primeiro passo desta seção é determinar se as variáveis são ou não estacionárias e a sua ordem de integração, a fim de evitar os problemas da prática de regressões espúrias. Assim, aplica-se os testes de raiz unitária de Dickey-Fuller Aumentado (ADF)12 em suas três especificações:

a) τµ : equação com intercepto e com tendência:

ttt sQTQ +++= −1ρδβ (5)

b) ττ : equação com intercepto e sem tendência:

ttt QQ νρα ++= −1 (6)

c) τ : equação sem intercepto e sem tendência:

12 As defasagens foram determinadas através dos critérios de Akaike e Schwarz. Na análise das séries em nível foram considerados 3 defasagens para Qt e 0 (zero) para Pt e Rt.

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ttt uQQ += −1ρ (7)

Os resultados dos testes de raiz de ADF estão reproduzidos na Tabela 5 :

TABELA 5: Resultados dos testes ADF

ττ τµ τ Valor Crítico a 5% - tabulado por Mackinon

-3,471 -2,901 -1,945

Qt -4,794* -5,893* 0,067 ∆ Q -9.510* -9.446* -9.5763* Pt -1,349 -5.208* -0,044 ∆ P -12.245* -12.118* -12.25* Rt -1,781 -1,84 0,178 ∆ R -10.199* -10.362* -10.287* ε -7,548* -7,4956* -7,599* * rejeita hipótese de não-estacionaridade , ao nível de 5%, ∆ denota a variável em primeiras diferenças ou seja , por exemplo: ∆ Qt= Qt- - Qt -1

Para a variável Qt os resultados para os testes de raiz unitária ADF ττ e τµ demonstraram que a variável é estacionária, contudo o teste ADF τ revelou que a mesma é não estacionária. Em face deste conflito, adicionalmente realizou-se o teste de Phillips-Peron (PP)13 e aplicou-se a função autocorrelação14 conforme sugerem Pindyck e Rubinfeld (1998) e Margarido et all (2001) e conclui-se que a variável Qt é não estacionária em nível e estacionária em primeiras diferenças. Resumindo, conclui-se que todas as variáveis do modelo são não estacionárias em nível e estacionárias em primeiras diferenças, ou seja, são todas integradas de ordem 1 ou I(1).

Como as variáveis Q, Pt e Rt são não-estacionárias, deve-se testar e estimar as relações de co-integração entre as variáveis. Para maior robustez dos resultados foram utilizadas as metodologias utilizadas em modelos de séries temporais: Engle-Granger e Johansen. Conforme Greene(1993), Gujarati(2000), Enders(1995) e Harris (1995), a metodologia de Engle-Granger (EG) consiste em determinar se os resíduos da regressão são estacionários através dos testes de ADF. Neste caso, partiu-se de uma regressão da variável dependente contra todas as variáveis explicativas, visando obter a série de resíduos, a seguir efetuou-se

teste de ADF para detectar a presença de raiz unitária na série de resíduos (^ε ) dessa

regressão. ^ε = Qt - α0 - α1 Pt - α2 Rt -α3 Dt - ∝4 I (8)

Os resultados obtidos permitem afirmar que a série de resíduos é estacionária, ou seja, I(0); logo as variáveis do modelo são co-integradas e elas convergem para uma condição de equilíbrio no longo prazo, possibilitando a aplicação do modelo de correção de erros.

O teste de co-integração de Johansen permite determinar se há co-integração e determina também quantos vetores de co-integração existem no modelo. Os resultados estão demostrados no Quadro 5:

13 Este teste é mais preciso do que o ADF (Goss e Svar, 1999). 14 Função autocorrelação consiste na razão entre a covariância e variância. Se os valores iniciam-se próximos da unidade e declinam lenta e gradualmente à medida que aumenta a distância (número de defasagens, K) entre os dois conjuntos de observações a que se referem, há indicações da existência de raiz unitária. A série é, portanto, não estacionária (Matos, 2000, p. 238).

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QUADRO 5 : Testes de co-integração Teste λ traço

Hipótese Nula Hipótese Alternativa

λ traço calculado λ traço Tabelado a 95%

R = 0 R > 0 52,49* 29,68 R ≤ 1 R > 1 13,21 15,41

Teste λmax Hipótese Nula Hipótese

Alternativa λ max calculado λ max

Tabelado a 95% R = 0 R = 1 39,27* 20,97 R = 1 R = 2 9,55 14,07 * rejeita hipótese nula

Considerando os resultados acima apresentados, tanto pelas estatísticas λtraço quanto pelas estatísticas λmax , não é possível rejeitar a hipótese nula de que o posto de co-integração é igual a (R=1), pois como o valor calculado da estatística λ traço é superior ao seu respectivo valor tabelado (52,49 > 29,68), então, rejeita-se a hipótese nula de que não há nenhum vetor de co-integração em favor da hipótese alternativa de que há, pelo menos, um vetor de co-integração. A seguir, testa-se a hipótese nula de que há, somente um vetor de co-integração (Rank = 1) contra a hipótese alternativa de que há mais de um vetor de co-integração (Rank > 1). Como o valor calculado da estatística λ traço é inferior ao valor tabelado (13,21 < 15,41), conclui-se que pela estatística λ traço existe somente um vetor de co-integração, ou seja, Rank =1. Do mesmo modo é feita a análise para a estatística λmax e se obtêm a mesma conclusão.

Portanto, pode se afirmar pelas metodologias de EG e Johansen que existe uma relação de co-integração entre as variáveis. A metodologia de Johansen consiste ainda em encontrar um vetor normalizado onde são demonstradas as relações de longo prazo entre as variáveis. Conseqüentemente, temos o seguinte vetor normalizado:

Qt α0 Pt-1 Rt-1

1.000 -9,471094 0,251545 -0,431857

A análise das estimativas dos coeficientes encontrados no vetor normalizado deve ser feita invertendo-se os sinais. Logo, a relação de longo prazo entre as variáveis do modelo é estimada por: Qt =9,471094 -0,251545 Pt-1 + 0,431857 Rt-1 (9)

Pela relação apresentada acima, conclui-se que no longo prazo, as vendas de medicamentos reagem negativamente (-0,251545) às alterações de preços, ou seja, para cada variação percentual nos preços ocorre uma queda de 0,251545% na quantidade vendida de medicamentos. Já para a variável renda (Rt-1) ocorre o inverso, ou seja, para cada variação desta acontece um aumento de 0,431857% na quantidade vendida.

Embora exista diferença nos valores dos coeficientes estimados pelos três métodos, pode-se concluir que as vendas de medicamentos são influenciadas por preço e renda, reagindo positivamente à renda e negativamente a preços, o que é coerente com a teoria econômica. Os resultados das elasticidades estimadas dos métodos utilizados são apresentados na Tabela 6:

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TABELA 6 : Elasticidades estimadas

Método de Estimação Elasticidade Preço (Pt) Renda (Rt) MQO -0,380 0,381 MQ2E -0,265 0,375 Johansen - 0,251545 0,431857

A partir do vetor de co-integração encontrado, o próximo passo consiste no modelo de correção de erros pelos dois métodos.

O modelo de correção de erros na metodologia Engle-Granger é formado com as suas variáveis diferenciadas, mais os resíduos da equação com as variáveis em nível, porém, esses

resíduos devem ser defasados de um período, denotado por ^ε t-1

15, nas equações 10,11 e 12. Os coeficientes das variáveis nas diferenças mostram os elementos de curto prazo, enquanto que, o coeficiente do termo de correção de erro (resíduos defasados) mostra o relacionamento de longo prazo, mais precisamente, quanto do desequilíbrio de longo prazo é eliminado em cada período.

O modelo de correção de erros foi baseado nas seguintes equações de regressão:

∆Qt = α0 + α1 ∆Pt-1 + α2 ∆Rt-1+ α3 Dt + α4 It + α5 ∆Qt-1 +α6 ^ε t-1 + µ (10)

∆Pt = α0 + α1 ∆Pt-1 + α2 ∆Rt-1+ α3 Dt + α4 It + α5 ∆Qt-1 +α6 ^ε t-1 + µ (11)

∆Rt = α0 + α1 ∆Pt-1 + α2 ∆Rt-1+ α3 Dt + α4 It + α5 ∆Qt-1 +α6 ^ε t-1 + µ (12)

Onde: α0 = constante,

αi = parâmetros dos coeficientes das variáveis,

∆Pt = Pt - Pt -1

∆Qt = Qt - Qt

∆Rt = Rt - Rt - 1

∆Qt-1 = Qt-1 - Qt-2

∆Pt-1 = Pt-1 – Pt-2

∆Rt-1 = Rt-1 – Rt-2

^ε t-1 = termo de correção de erros defasado um período µ = erro

Nos Quadros 6 e 7 estão apresentados os resultados das estimações do Modelo de Correção de Erros:

15 Para estimação do termo ^ε fez –se uma regressão por MQO utilizando o modelo: Qt = α0 +α 1 Pt + α2 Rt + εt

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QUADRO 6 : Resultado da estimação do Modelo pela metodologia de Engle-Granger Variável

Equação para ∆Qt Equação para ∆Pt Equação para ∆Rt

∆Qt-1 0,57287 -0,050649 0,051239 ∆Pt-1 0,69358 -0,232327 0,147365 ∆Rt-1 -1,03669 0,336482 -0,166613 Dt 0,00809 -0,000252 0,011614 It -0,01897 0,015428 -0,008145 ^ε t-1

-0,99161 0,108774 0,112622

R2 47,83% 28,61% 17,16%

QUADRO 7: Resultado da estimação Modelo pela metodologia de Johansen Variável

Equação para ∆Qt Equação para ∆Pt Equação para ∆Rt

Constante -0,041427 0,006000 0,001346 ∆Qt-1 0,329639 -0,049943 0,057168 ∆Pt-1 0,548644 -0,230199 0,149326 ∆Rt-1 -0,904196 0,281504 -0,206124 Dt 0,048126 -0,005769 0,009680 It 0,049758 0,003320 -0,015336 ^ε t-1

-0,815976 0,153424 0,128208

R2 44,60% 28,61% 20,73%

Enfatizamos nossa discussão dos resultados para a equação ∆Qt, ,pois as equações ∆Pt e ∆Rt apresentam R2 baixo (28,61% e 20,73%, respectivamente).

Os valores dos parâmetros α mostram a velocidade de ajustamento em relação ao longo prazo. Assim, um valor elevado de α mostra que a velocidade de ajuste em direção ao equilíbrio no longo prazo é alta. Por outro lado, quando α apresenta pequeno valor, isso indica que a redução do desequilíbrio tende a ocorrer lentamente (Margarido, 2002).

A análise dos coeficientes do Quadro 7 indica que um aumento de 10% na variação de preços no período anterior (∆Pt-1) leva a variações de 6,93% na variação da quantidade (∆Qt). Já aumentos de 10% na variação renda (∆Rt-1) provocam alterações 10,3% na variação da quantidade. Os resultados apresentados na primeira coluna dos Quadros 7 e 8 indicam que mudanças na renda refletem-se rapidamente no consumo de medicamentos, pois o coeficiente é alto. Já as alterações de preços refletem-se de modo moderado, ou seja, tendem a ajustar-se a uma taxa de 69,35% ou 54,86% em cada período. Os valores estimados para a variável Dt indicam que os desequilíbrios de curto prazo tendem a ser corrigidos lentamente, pois o coeficiente é bastante baixo (0,008093 e 0,048126, respectivamente) significando assim que, no curto prazo, o controle de preços tem um efeito relativamente pequeno na demanda por medicamentos no Brasil.

A análise dos sinais dos coeficientes da velocidade de ajustamento para o termo ^ε t-1

indica que a existência de desequilíbrio ocasiona queda em ∆Qt , por apresentar sinal negativo, e elevação em ∆Pt e ∆Rt pois exibem sinais positivos.

A análise dos sinais também revela que caso ocorra um desequilíbrio este tende a

desaparecer em virtude de ∆Pt estar positivamente relacionado com ^ε t-1 e ∆Qt estar

negativamente relacionado ^ε t-1 . O desequilíbrio tende a desaparecer apesar de ∆Rt estar

positivamente relacionado com ^ε t-1 , pois o coeficiente de

^ε t-1 na equação para ∆Rt é bem

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menor, em termos absolutos, do que na equação ∆Qt. .

A magnitude do coeficiente ^ε t-1 na equação ∆Qt é bem mais elevada (0,991617 e

0,815976) do que nas equações ∆Pt e ∆Rt indicando que a existência de desequilíbrio tende a ter maior reflexo na quantidade vendida do que nas demais variáveis. 5 CONSIDERAÇOES FINAIS

O objetivo do artigo era discutir o comportamento da oferta e demanda de medicamentos no Brasil, frente às diferentes políticas de preços adotadas entre Julho/1994 a Dezembro/2000. A adoção de três métodos - MQO, MQ2E e Johansen - permitiu comparar as elasticidades e verificar que a demanda de medicamentos no Brasil é afetada positivamente por aumentos de renda e negativamente a aumentos de preços, comportamento este condizente com a teoria econômica. Os modelos de co-integração permitiram verificar as relações de curto e longo prazo na função demanda e detectou-se que variações na renda afetam rapidamente a quantidade demandada - aumentos de 10% na variação renda (∆Rt-1) provocam alterações 10,3% na variação da quantidade. Através da análise dos sinais do termo de correção de erros detectou-se que a existência de um desequilíbrio ocasiona queda na quantidade e para compensar ocorre elevação do preço, retornando ao equilíbrio.

Com relação ao controle de preços imposto ao setor pelo governo federal, em alguns períodos entre 1994 e 2000, os resultados obtidos em MQ2E indicam que o mesmo afeta positivamente a quantidade demandada e negativamente os preços, comportamento este condizente com a teoria da demanda. Todavia os resultados merecem ressalvas devido a limitações dos dados que não permitiram uma melhor especificação do modelo.

Utilizar o controle de preços como política de melhoria da saúde pública pode gerar duas situações divergentes. Por um lado, gera impacto positivo na demanda, através da melhoria do poder aquisitivo da população proporcionado pela redução dos preços. Por outro lado, se o controle de preços for implantado sem critérios rigorosos de análise de custos, pode gerar redução da rentabilidade afetando os investimentos, principalmente em P&D, o que além de não estimular o desenvolvimento tecnológico do setor pode também acarretar crises de abastecimentos além de comprometer a oferta de medicamentos com qualidade, no longo prazo.

Em virtude de diferenças na magnitude dos coeficientes encontrados pelos métodos utilizados, sugere-se que sejam feitos novos estudos que ampliem a amostra utilizada e utilizem também informações de quantidade vendida e de preços para as diversas classes terapêuticas, o que contribuiria para uma análise mais rigorosa do comportamento setorial. Em termos de estimação, pode ser introduzido no modelo uma variável para capturar o efeito da entrada dos medicamentos genéricos no preço e demanda; para isto deve ser estendida a amostra, pois os genéricos passaram a ser comercializados após o ano de 2000. Uma outra extensão deste trabalho pode ser a adição da variável investimento buscando captar o efeito do controle de preços nos investimentos no setor.

Por fim, é necessária a realização de estudos empíricos adicionais sobre a estrutura do mercado da indústria farmacêutica no Brasil para compreender o funcionamento deste mercado e sugerir políticas adequadas à realidade brasileira. BIBLIOGRAFIA

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