21 resultados para mergers and acquisitions
Resumo:
RESUMO: Raional: A persistência à terapêutica é o tempo em qualquer antidiabético oral, desde o seu início até à descontinuação de todas as medicações ou até ao fim do período do estudo. Os objetivos deste estudo foi a análise da persistência à terapêutica no segundo e terceiro anos após início do tratamento em doentes adultos diagnosticados na região de Lisboa e Vale do Tejo e determinar o efeito de determinadas variáveis na persistência a longo prazo. Métodos: Um estudo retrospetivo não interventivo foi desenhado com base nos dados a obter do SIARS (prescrições e aquisições na farmácia) e Pordata. A persistência foi quantificada como a percentagem de doentes que continuam a adquirir pelo menos um antidiabético oral ao segundo e terceiro anos após a compra da primeira receita. A associação entre a persistência e o segundo e terceiro anos com cada uma das co-variáveis foi aferido pelo teste qui-quadrado e os odd ratios foram calculados com recurso a um modelo de regressão logística. Resultados: A persistência à terapêutica obtida foi de 80% e 62% para o segundo e terceiro anos após início da terapêutica. Odd ratios para primeiro e segundo ano: número de grupos farmacoterapêuticos diferentes (OR = 2.167, 1.807 – 2.598, p = 0.000 / OR = 1.863, 1.621 – 2.142, p = 0.000); idade (OR = 0.914, 0.772 – 1.081, p = 0.294 / OR = 0.875, 0.764 – 1.002, p = 0.054); sexo (OR = 1.163, 0.983 – 1.377, p = 0.079); número de diferentes prescritores (OR = 3.594, 3.030 – 4.262, p = 0.000 / OR = 2.167, 1.886 – 2.491, p = 0.000); instituição de prescrição (OR = 0.725, 0.698 – 0.753, p = 0.000 / OR = 0.683, 0.650 – 0.717, p = 0.000); grupo farmacoterapêutico (OR = 1.056, 1.043 – 1.069, p = 0.000 / OR = 1.077, 1.060 – 1.095, p = 0.000); relação com o médico (OR = 0.834, 0.816 – 0.852, p = 0.000 / OR = 0.799, 0.777 – 0.821, p = 0.000) e custo médio mensal por grupo farmacoterapêutico (OR = 0.954, 0.942 – 0.968, p = 0.000 / OR = 0.930, 0.914 – 0.947, p = 0.000). Conclusões: O valor da persistência à terapêutica no segundo ano é ligeiramente acima do que é mencionado na literatura e não existem dados para comparar os resultados do terceiro ano. Relativamente ao efeito das co-variáveis no segundo e terceiro anos após o início do tratamento, os resultados são sobreponíveis, sendo que o sexo não está associado à persistência ao terceiro ano.----------------------------------ABSTRACT: Background: Therapy persistence is the time on any antidiabetic medication, from initiation of therapy to discontinuation of all medications or the end of the study period. The aim of the study was to analyse the therapy persistence in the second and third years after treatment initiation in newly diagnosed adult patients in the Lisbon and Tagus Valley region and to determine the effect of several co-variables in the long term persistence. Methods: A retrospective non-interventional study based on SIARS data (drug prescriptions and acquisitions) and Pordata was designed. Persistence was quantified as the percentage of patients that continued to purchase at least one type of antidiabetic at year 2 and 3 after the date of first prescription acquisition. Association between persistence at second and third years with each of the other co-variables were verified by using the Chi-Square test and odds ratio were calculated using a regression logistic model. Results: Therapy persistence obtained was 80% and 62% for the second and third years after treatment initiation. Odd ratios for second and third years: number of different pharmacotherapeutic groups (OR = 2.167, 1.807 – 2.598, p = 0.000 / OR = 1.863, 1.621 – 2.142, p = 0.000); age (OR = 0.914, 0.772 – 1.081, p = 0.294 / OR = 0.875, 0.764 – 1.002, p = 0.054); gender (OR = 1.163, 0.983 – 1.377, p = 0.079); number of different prescribers (OR = 3.594, 3.030 – 4.262, p = 0.000 / OR = 2.167, 1.886 – 2.491, p = 0.000); institution of prescription (OR = 0.725, 0.698 – 0.753, p = 0.000 / OR = 0.683, 0.650 – 0.717, p = 0.000); pharmacotherapeutic group (OR = 1.056, 1.043 – 1.069, p = 0.000 / OR = 1.077, 1.060 – 1.095, p = 0.000); relationship with the physician (OR = 0.834, 0.816 – 0.852, p = 0.000 / OR = 0.799, 0.777 – 0.821, p = 0.000) and average cost per month and per pharmacotherapeutic group (OR = 0.954, 0.942 – 0.968, p = 0.000 / OR = 0.930, 0.914 – 0.947, p = 0.000). Conclusions: Second year therapy persistence value is slightly above of what is referenced in literature and no data was found to compare the third year value. Regarding the effect of the co-variables analysed at second and third years after treatment initiation, the results were overlapping with gender being not associated with persistence at the third year.
Resumo:
RESUMO - Perante o actual contexto de contenção de gastos no sector da saúde e consequente preocupação com a eficiência do sistema, tem‐se assistido a mudanças várias no modelo de gestão e organizacional do sistema de saúde. Destaca‐se a alteração da estrutura hospitalar, com vista à racionalização dos seus recursos internos, onde as fusões hospitalares têm assumido um papel determinante. Em Portugal, nos últimos 10 anos, assistiu‐se a uma significativa redução do número de hospitais (de sensivelmente 90 para 50 unidades), exclusivamente através das fusões e sem quaisquer alterações no número de estruturas físicas existentes. Não obstante os argumentos justificativos desta reforma, a avaliação dos objectivos implícitos é insuficiente. Neste âmbito, pretendeu‐se com este estudo contribuir para a análise do impacte da criação de centros hospitalares na redução de gastos, isto é, verificar se a consolidação e consequente reengenharia dos processos produtivos teve consequencias ao nível da obtenção de economias de escala. Para esta análise usou‐se uma base de dados em painel, onde se consideraram 75 hospitais durante 7 anos (2003‐2009), número que foi reduzindo ao longo do período em análise devido às inúmeras fusões já referidas. Para avaliar os ganhos relativos às fusões hospitalares, ao nível da eficiência técnica e das economias de escala, recorreu‐se à fronteira estocástica especificada função custo translog. Estimada a fronteira, foi possível analisar três centros hospitalares específicos, onde se comparou o período pré‐fusão (2005‐2006) com o período após a fusão (2008‐2009). Como variáveis explicativas, relativas à produção hospitalar, considerou‐se o número de casos tratados e os dias de internamento (Vita, 1990; Schuffham et al., 1996), o número de consultas e o número de urgências, sendo estas variáveis as mais comuns na literatura (Vita, 1990; Fournier e Mitchell, 1992; Carreira, 1999). Quanto à variável dependente usou‐se o custo variável total, que compreende o total de custos anuais dos hospitais excepto de imobilizado. Como principais conclusões da investigação, em consequência da criação dos centros hospitalares, são de referir os ganhos de escala na fusão de hospitais de reduzida dimensão e com mais serviços complementares. --------ABSTRACT - Driven by the current pressure on resources induced by budgetary cuts, the Portuguese Ministry of Health is imposing changes in the management model and organization of NHS hospitals. The most recent change is based on the creation of Hospital Centres that are a result of administrative mergers of existing hospitals. In less than 10 years the number of hospitals passed from around 90 to around 50, only due to the mergers and without any change in the existing number of physical institutions. According to the political discourse, one of the main goals expected from this measure is the creation of synergies and more efficiency in the use of available resources. However, the merger of the hospitals has been a political decision without support or evaluation of the first experiments. The aim of this study is to measure the results of this policy by looking at economies of scale namely through reductions in the expenditures, as expected and sought by the MoH. Data used covers 7 years (2003‐2009) and 75 hospitals, number that has been reduced my the enoumerous mergers during the last decade. This work uses a stochastic frontier analysis through the translog cost function to examine the gains from mergers, which were decomposed into technical efficiency and economies of scale. It was analised these effects by the creation of three specific hospital centers, using a longitudinal approach to compare the period pre‐merger (2003‐2006) with the post‐merger period (2007‐09). To measure changes in inpatient hospital production volume and length of stay are going to be considered as done by Vita (1990) and Schuffham et al. (1996). For outpatient services the number of consultations and emergencies are going to be considered (Vita, 1990; Fournier e Mitchell, 1992; Carreira, 1999). Total variable cost is considered as the dependent variable explained the aforementioned ones. After a review of the literature results expected point to benefits from the mergers, namely a reduction in total expenditures and in the number of duplicated services. Results extracted from our data point in the same direction, and thus for the existence of some economies of scale only for small hospitals.
Resumo:
A Work Project, presented as part of the requirements for the Award of a Masters Degree in Economics from the NOVA – School of Business and Economics
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The purpose of this paper is to study the consequences of using the Farrell and Shapiro (1990) sufficient condition for merger approval to sectors in which a downstream horizontal merger may also affect upstream firms. As will be shown below, in some circumstances the sign of the relevant external effect can no longer be established by considering the merger as a sequence of in finitesimal mergers, each corresponding to a marginal change in output.
Resumo:
Thesis submitted in the fulfillment of the requirements for the Degree of Master in Biomedical Engineering
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Dissertação para obtenção do Grau de Mestre em Engenharia Biomédica