Влияние COVID-19 на смертность в прибрежной Кении: продольное открытое когортное исследование

Мы проанализировали 16 177 смертей, произошедших в период с 1 января 2010 года по 5 мая 2022 года из 3 330 071 PYO. Это охватило первые 5 волн COVID-19 в Кении (рис. 1). Наблюдаемые и ожидаемые ежемесячные показатели смертности показаны на рис. С1. Мы не обнаружили никаких признаков автокорреляции (рис. С2) или отсутствие прилегания (рис. S3) и поправка на температуру воздуха существенно не улучшили нашу модель (дополнение, рис. С4 и таблица С4). Мы исключили младенцев из всех анализов, учитывая ограничения в точном выявлении рождений в период изоляции. При агрегировании всех возрастов, кроме младенцев, наблюдалась значительная избыточная смертность в ноябре-декабре 2020 г., июле-августе 2021 г. и декабре 2021 г.-январе 2022 г. (рис. 2). Эти периоды совпадают с пиком волны 2 (дикий тип), подъемом волны 4 (Дельта) и подъемом и пиком волны 5 (Омикрон BA1) соответственно.

Рассчитывается как (наблюдаемые смерти – ожидаемые смерти)/человеко-лет наблюдения. Коэффициент избыточной смертности для всех возрастов старше младенческого возраста (возраст ≥1 года) представляет собой средневзвешенное значение возрастных показателей. Веса представляют собой долю каждой возрастной группы в популяции HDSS Килифи. Серые полосы представляют 95%-ные интервалы прогнозирования, рассчитанные как диапазон от 5-го и 95-го процентилей 100 модельных симуляций.

Мы определили начало волны как точку, в которой ежедневное эффективное число воспроизводства SARS-CoV-2 ^{(2020).” href=”http://www.nature.com/articles/s41467-023-42615-6#ref-CR16″ id=”ref-link-section-d202496407e921″>16,17} пересекает 1 в положительном направлении после того, как по крайней мере 4 недели находится ниже 1, и конец волны становится точкой начала следующей волны. Для конкретной волны повышенной смертности мы компенсируем периоды анализа, связанные с каждой волной заражения, с задержкой в ​​2 недели. Во время волны 4 (Дельта), но не в любой другой волне, наблюдалась значительная избыточная смертность для всех возрастов вместе взятых, за исключением младенцев (Таблица 1). Мы предсказывали 610 смертей во время дельта-волны, но наблюдали 711 (избыточная смертность 16,6%, 95% PI 9,5%, 24,7%). В возрастном анализе наблюдалась значительная избыточная смертность среди лиц в возрасте 5–14 лет и 15–44 лет в волне 1 (дикий тип), среди лиц в возрасте 45–64 лет в волне 4 (Дельта) и среди лиц в возрасте ≥ 65 лет в волнах 4 (Дельта) и 5 ​​(Омикрон). Смертность была значительно ниже прогнозируемой в волне 1 (дикий тип) среди лиц в возрасте 45–64 и ≥65 лет и в волне 4 (Дельта) среди лиц в возрасте 5–14 лет. За три месяца до начала пандемии (1 января – 31 марта 2020 г.) мы наблюдали общую повышенную смертность на уровне 14,3% (95% PI 5,1%, 24,9%), которая последовала за 2019 годом со значительным дефицитом смертности. (Стол S3a). По данным возрастного анализа, эта избыточная смертность в январе-марте 2020 г. была значимой только среди лиц в возрасте ≥65 лет (17,5%, 95% PI 2,9%, 43,9%).

В совокупности за первые пять волн пандемии, с 1 апреля 2020 г. по 16 апреля 2022 г. (табл. 2), мы предсказали 2336 смертей среди взрослых и детей в возрасте ≥1 года на основе исходных данных за 9 лет (2010–2018 гг.), но мы наблюдали 2447 смертей, что дало избыточную смертность 4,8% (95% PI 1,2%, 9,4%). и повышенный уровень смертности 20,3/100 000 человеко-лет. Избыточная смертность значительно отклонялась выше нуля только среди взрослых в возрасте ≥65 лет (11,6% 95% PI 5,9%, 18,9%). Суммарная избыточная смертность у всех детей в возрасте 1–14 лет составила –7,7% (95% PI –20,9%, 6,9%), но этот дефицит смертности был в основном обусловлен улучшением выживаемости детей в возрасте 5–14 лет (табл. 2). В полоспецифичном анализе 5-волнового периода общая избыточная смертность была выше у женщин (9,6%, табл. S1a) по сравнению с мужчинами (–0,1%, табл. С1б). Среди женщин в возрасте 45–64 и ≥65 лет наблюдалась значительная избыточная смертность – 11,4% (95% PI 1,3%, 26,8%) и 16,3% (95% PI 76,4, 27,0) соответственно; эквивалентные показатели для мужчин составили –7,6% (95% PI –18,3, 3,5) и 6,3% (95% PI –1,2, 17,3).

Мы исследовали внутреннюю достоверность прогнозов смертности нашей базовой модели, поочередно исключая каждый год (2010–2019 гг.) из анализа и оценивая прогноз избыточной смертности для этого года. Прогнозируемая смертность существенно отличалась от наблюдаемой смертности в 2019 году (дефицит смертности –7,5%, 95% PI –13,1%, –1,2%, табл. S3a). Это единственное отклонение, вероятно, связано со случайными колебаниями времени смерти; за ним последовал короткий период избыточной смертности в январе-марте 2020 г. Однако, чтобы избежать систематической ошибки в нашей базовой модели, мы исключили данные за 2019 г. при прогнозировании смертности в 2020-2022 гг. Повторение внутреннего проверочного анализа для нового базового уровня (2010–2018 гг.) не выявило существенных различий между наблюдаемыми и ожидаемыми смертями (Таблица С3б).

Для сравнения с опубликованными смоделированными оценками глобальной и национальной избыточной смертности.^1,2,3 за два календарных года (2020–2021) мы также рассчитали общие показатели избыточной смертности в Килифи HDSS за тот же период. Наблюдаемая и ожидаемая смертность среди всех жителей в возрасте ≥1 года составила 2441 и 2276 соответственно, что дает избыточную смертность 7,2% (95% PI 3,4%, 11,3%) и избыточный уровень смертности 31,0/100 000 человеко-лет (таблица 2). После стандартизации результатов Kilifi HDSS с учетом возрастной структуры населения Кении избыточный уровень смертности составил 27,4/100 000 (95% ДИ, 23,2–31,6) в 2020–2021 гг.

Мы провели проверки качества данных, чтобы выяснить, не было ли смещение вызвано тремя факторами; (1) во время пандемии интервьюерам на местах не удалось охватить все респонденты домохозяйств; (2) человеко-лет наблюдения в HDSS сократилось, поскольку задержка полевых работ привела к задержке в регистрации новых мигрантов; (3) ограничения на поездки снизили частоту возвращения рабочих-мигрантов домой в Килифи для лечения, когда они заразились неизлечимой болезнью.^18,19. Если ограничения на поездки существенно сократили возвращение больных диаспор, то отсутствие нездоровой смертности среди мигрантов во время пандемии, возможно, снизило избыточную смертность, связанную с COVID-19, среди стабильных жителей Килифи HDSS. В нашем анализе: (1) мы не обнаружили доказательств того, что интервьюеры не смогли связаться с респондентами домохозяйств (Таблица С5); (2) человеко-лет наблюдения действительно снизились во время пандемии (рис. С5), особенно среди младших возрастных групп, которые в целом более мобильны; однако, хотя время риска для мигрантов было сокращено, любые случаи смерти, произошедшие в это незарегистрированное время риска, также не были зафиксированы HDSS; (3) мы исследовали систематическую ошибку из-за разницы в смертности в зависимости от миграционного статуса, проведя анализ выживаемости фиксированной когорты жителей, выбранной 23 марта 2020 года и прослеживаемой в течение всего периода ограничений на поездки (7 месяцев), и сравнили выживаемость этой когорты с аналогичными когортами. выбран 23 марта предыдущих лет с 2010 по 2019 год; свидетельств снижения выживаемости в 2020 г. не выявлено (табл. S6 и рис. S6).

Чтобы объяснить небольшую асинхронность между волнами избыточной смертности в HDSS Килифи и данными национального надзора за случаями, мы проанализировали подмножество данных о случаях, полученных из округа Килифи. Данные эпиднадзора включали ПЦР и экспресс-тесты на антиген SARS-CoV-2, включая отрицательные результаты, сопоставленные с помощью нескольких кенийских испытательных лабораторий и национальных механизмов отчетности.²⁰. С 23 марта 2020 года по 5 мая 2022 года на Килифи пришлось 79 310 (3,2%) из 2 501 682 ПЦР-тестов и 6 339 (1,1%) из 581 648 быстрых тестов на антигены по всей стране. Наложение национальных и специфичных для Килифи эпидемических кривых (рис. S7) показывает, что в Килифи волна 1 (дикий тип) отсутствовала, волна 3 (Бета-Альфа) пришла поздно, а волна 4 (Дельта) пришла раньше и была более выраженной.

Мы проанализировали данные о причинах смертности за период с 2010 по 2022 год, чтобы выяснить, произошли ли изменения в причинах смерти в 2020–2022 годах, которые можно было бы объяснить пандемией. В период с 2015 по 2019 год мы исследовали 71,7% (4647/6480) случаев смерти, выявленных в Килифи HDSS с помощью вербальной аутопсии (рис. S8). В 2020, 2021 и 2022 годах исследованные нами соотношения составляли 70,4% (914/1298), 63,5% (915/1440) и 47,2% (180/381) соответственно. Доля смертей, связанных с ОРИ, была ниже в 2020 году во всех возрастных группах, но в 2021 году вернулась к уровням, существовавшим до появления COVID-19 (рис. 3). Доля дорожно-транспортных происшествий (ДТП) росла на протяжении всей пандемии, особенно среди лиц в возрасте 15–44 лет. Во время пандемии доля случаев инсульта выросла, особенно среди людей в возрасте 45–64 лет.

ДТП относится к дорожно-транспортным происшествиям.

В 2020 году Всемирная организация здравоохранения предложила 6 новых вопросов о COVID-19 для вербальной аутопсии.²¹. Из 103 вербальных вскрытий, в которых хотя бы один вопрос о COVID-19 был положительным, 31 было отнесено к COVID-19 с использованием программного обеспечения для быстрого наблюдения за смертностью от COVID-19 (CRMS).²². Это составляет 1,8% от 1724 случаев смерти, расследованных в период с 1 апреля 2020 г. по 16 апреля 2022 г. Среди тех же 103 положительных результатов вербальной аутопсии, рассмотренных двумя врачами, 20 были сочтены вероятно связанными с COVID-19; 9, возможно, были родственниками; и 74 не были связаны между собой (рис. С10).