context: Estimación del número no reportado de casos de coronavirus novel (2019-nCoV) en China en la primera mitad de enero de 2020: Un análisis de modelización basado en datos del brote tempranohttps://doi.org/10.3390/jcm9020388SHA: bf20dda99538a594eafc258553634fd9195104cbAutores: Zhao, Shi; Musa, Salihu S.; Lin, Qianying; Ran, Jinjun; Yang, Guangpu; Wang, Weiming; Lou, Yijun; Yang, Lin; Gao, Daozhou; He, Daihai; Wang, Maggie H.Fecha: 2020DOI: 10.3390/jcm90388Licencia: cc-byAbstract: Antecedentes: En diciembre de 2019, un brote de enfermedad respiratoria causado Los casos 2019-nCoV podrían haber sido sub-reportados aproximadamente del 1 al 15 de enero de 2020, y por lo tanto estimamos el número de casos no denunciados y el número de reproducción básica, R0, de 2019-nCoV. Métodos: Modelamos la curva epidémica de los casos 2019-nCoV, en China continental del 1 de diciembre de 2019 al 24 de enero de 2020 a través del crecimiento exponencial. El número de casos no denunciados fue determinado por la estimación de máxima probabilidad. Utilizamos los intervalos seriales (SI) de infección causados por otros dos coronavirus conocidos (CoV), Síndrome Respiratorio Agudo Severo (SARS) y Síndrome Respiratorio Medio Oriente (MERS) CoVs, como aproximaciones del SI desconocido para 2019-nCoV para estimar R0. Resultados: Confirmamos que la fase inicial de crecimiento siguió un patrón de crecimiento exponencial. El número de casos no notificados después del 17 de enero de 2020 probablemente se haya multiplicado por 469 (IC 95%: 403&minus;540) en comparación con la situación del 1 al 17 de enero de 2020 en promedio. Estimamos que la tasa de notificación después del 17 de enero de 2020 era de 2,56 (IC 95%: 2,49&minus;2,63). Conclusión: Es probable que la información insuficiente se haya producido durante la primera mitad de enero de 2020 y que deba considerarse en una investigación futura. Texto: Una nueva infección de neumonía infectada por coronavirus (2019-nCoV), que es mortal [1], se identificó por primera vez en Wuhan (China) en diciembre de 2019 [2]. El virus causa una serie de síntomas que incluyen fiebre, tos y falta de aliento [3]. El número acumulado de casos notificados aumentó lentamente a 41 casos acumulados al 1 de enero de 2020 y aumentó rápidamente después del 16 de enero de 2020. Al 26 de enero de 2020, el brote aún en curso había dado lugar a 2066 (618 de ellos se encuentran en Wuhan) casos confirmados y 56 (45 de ellos se encontraban en Wuhan) muertes en China continental [4], y casos esporádicos exportados de Wuhan se notificaron en Tailandia, Japón, República de Corea, Hong Kong, Taiwán, Australia y los Estados Unidos, véase el comunicado de prensa de la Organización Mundial de la Salud (OMS) vía https://www.who.int/csr/don/en/ del 14 al 21 de enero de 2020. Utilizando el número de casos exportados de Wuhan a otros países, un grupo de investigación del Imperial College de Londres estimó que había habido 4000 (IC95%: 1000-9700) casos en Wuhan con inicio de síntomas al 18 de enero de 2020, y el número de reproducción básica (R 0 ) se estimó en 2,6 (IC95%: 1,5-3.5) [5]. Leung et al. sacaron una conclusión similar y estimaron el número de casos exportados de Wuhan a otras ciudades importantes de China [6], y los potenciales riesgos de propagación de enfermedades relacionados con los viajes también se indicaron en [7]. Debido a una razón desconocida, el número acumulado de casos se mantuvo en 41 del 1 al 15 de enero de 2020 según el informe oficial, es decir, no se informó de ningún nuevo caso durante estos 15 días, lo que parece inconsistente con el crecimiento rápido de la curva epidémica desde el 16 de enero de 2020. En este estudio, estimamos el número de casos no notificados y el número básico de reproducción, R 0, de 2019-nCoV en Wuhan del 1 al 15 de enero de 2020 en base a los datos limitados del brote temprano. Los datos de series temporales de 2019-nCoV en China continental fueron publicados inicialmente por la Comisión Municipal de Salud de Wuhan del 10 al 20 de enero de 2020 [8], y posteriormente por la Comisión Nacional de Salud de China después del 21 de enero de 2020 [9]. Los datos de series temporales de casos en diciembre de 2019 se obtuvieron de un estudio publicado [3]. Todos los casos fueron confirmados en laboratorio siguiendo la definición de caso por la Comisión Nacional de Salud de China [10]. Elegimos los datos hasta el 24 de enero de 2020 en lugar de la fecha de finalización del presente estudio. Sospechamos que hubo un número de casos, denotados por........................................................................................... El índice de crecimiento intrínseco (γ) del crecimiento exponencial debía estimarse en función de la similitud logarítmica, denotada por, a partir de los antecedentes de Poisson. El intervalo de confianza del 95% (95% IC) de فارسى fue estimado por el marco de estimación de probabilidad de perfil con umbral de corte determinado por un cuantil Chi-cuadrado [13], χ 2 pr = 0,95, df = 1. Con γ estimado, el número de reproducción básica podría obtenerse por R 0 = 1/M() con 100% de susceptibilidad para 2019-nCoV presumible en esta etapa temprana. Aquí, la función M(·) fue la transformación de Laplace, es decir, la función generadora de momento, de la distribución de probabilidad para el intervalo serie (SI) de la enfermedad [11, 14], denotada por h(k) y k Dado que la cadena de transmisión de 2019-nCoV seguía sin estar clara, adoptamos la información del SI del Síndrome Respiratorio Agudo Severo (SARS) y del Síndrome Respiratorio de Oriente Medio (MERS), que comparten el patógeno similar al 2019-nCoV [15] [16] [17]. Modelamos h(k) como distribuciones de Gamma con media de 8,0 días y desviación estándar (SD) de 3,6 días promediando la media del SI y SD del SARS, media de 7,6 días y DE de 3,4 días [18], y MERS, media de 8,4 días y DE de 3,8 días [19]. También nos interesamos en inferir los patrones del número diario de casos, denotados por el i para el i-ésimo día, y por lo tanto es obvio que C i = C i−1 + Se desarrolló un marco de simulación para el proceso iterativo Poisson de tal manera que E[denominó la expectativa. La simulación se implementó a partir del 1 de enero de 2020 con un número acumulado de casos semilla de 40, el mismo que se informó el 31 de diciembre de 2019. Realizamos 1000 muestras y calculamos la mediana y el IC 95%. El número de casos no notificados de 2019-nCoV se estimó en 469 (IC 95%: 403-5440), ver Figura 1a, que fue significativamente mayor que 0. Este hallazgo implica la ocurrencia de un subregistro entre el 1 y el 15 de enero de 2020. Después de contabilizar el efecto de un subregistro, el R 0 se estimó en 2,56 (IC 95%: 2,49-2,63), ver Figura 1b, que es consistente con muchas preimpresiones en línea existentes con rango de 2 a 4 [5, [20] [22 Con el R 0 de 2,56 y + de 469, el marco de crecimiento exponencial se ajustaba al número total acumulado de casos (C i ) notablemente bien, ver Figura 1c proceso iterativo Poisson tal que denotaba la expectativa. La simulación se implementó a partir del 1 de enero de 2020 con un número acumulado de casos semilla de 40, el mismo que se informó el 31 de diciembre de 2019. Realizamos 1000 muestras y calculamos la mediana y el IC 95%. El número de casos no notificados de 2019-nCoV se estimó en 469 (IC 95%: 403−540), ver Figura 1a, que fue significativamente mayor que 0. Este hallazgo implica la ocurrencia de un subregistro entre el 1 y el 15 de enero de 2020. Después de contabilizar el efecto de la subnotificación, el R0 se estimó en 2,56 (IC 95%: 2,49-2,63), ver Figura 1b, que es consistente con muchas preimpresiones en línea existentes con rango de 2 a 4 [5, [20] [21] [22]. Con el R0 de 2,56 y 469, el marco de crecimiento exponencial encajaba con el número total acumulado de casos (Ci) notablemente bien, ver Figura 1c, refiriéndose al pseudo-R-cuadrado de McFadden de 0,99. muestran los resultados exponenciales de ajuste del crecimiento del número acumulado de casos (Ci) y el número diario de casos (I) respectivamente. En los paneles (c) y (d), los cuadrados dorados son los casos reportados, la curva en negrita azul representa la mediana de los resultados de ajuste, las curvas azules rayadas son el 95% IC de los resultados de ajuste, y el área de sombreado púrpura representa la ventana de tiempo del 1 al 15 de enero de 2020. En el panel (c), los puntos azules son el total acumulativo, es decir, reportado y no declarado, número de casos. En el panel (d), las curvas grises son las 1000 muestras de simulación. Nuestra estimación de R0 se basa en el SI de 2019-nCoV, que sigue siendo desconocido a partir del 26 de enero de 2020. En este trabajo, empleamos los SI de SARS y MERS como aproximaciones a la de 2019-nCoV. La determinación de SI requiere el conocimiento de la cadena de transmisión de la enfermedad que necesita un número suficiente de muestras de pacientes y períodos Sin embargo, el uso de SI de SARS y MERS como aproximación podría proporcionar un panel (a,b), el área de sombreado verde representa el 95% CI (en el eje horizontal), y la línea verde vertical representa la estimación de máxima probabilidad (LME) del número de casos no denunciados. Con el LME de R 0 en 2,56, los paneles (c,d) muestran los resultados exponenciales de ajuste del crecimiento del número acumulado de casos (C i) y el número diario de casos (lME) respectivamente. En los paneles (c,d), los cuadrados de oro son los casos reportados, la curva azul negrita representa la mediana de los resultados de ajuste, las curvas azules rayadas son el IC 95% de los resultados de ajuste, y el área de sombreado púrpura representa la ventana temporal del 1 al 15 de enero de 2020. En el panel (c), los puntos azules son el total acumulativo, es decir En el panel (d), las curvas grises son las 1000 muestras de simulación. Nuestra estimación de R 0 se basa en la SI de 2019-nCoV, que sigue siendo desconocida a partir del 26 de enero de 2020. En este trabajo, empleamos las SI de SARS y MERS como aproximaciones a la de 2019-nCoV. La determinación de SI requiere el conocimiento de la cadena de transmisión de la enfermedad que necesita un número suficiente de muestras de pacientes y períodos de tiempo para el seguimiento [23], y por lo tanto es poco probable que esto se logre en breve. Sin embargo, utilizando las SI de SARS y MERS como aproximación podría proporcionar una visión del potencial de transmisión de 2019-nCoV en el brote temprano. Observamos que variar ligeramente la media y el DE de SI no afectaría a nuestras principales conclusiones. El R 0 de 2019-nCoV se estimó en 2,56 (IC 95%: 2,49-2,63), y está generalmente en línea con los del SARS, es decir, 2-5 [19, 24, 25], y el MERS, es decir, 2,7-3,9 [26]. Para el número diario simulado de casos ( Una de las posibles razones fue que el protocolo de diagnóstico oficial fue publicado por la OMS el 17 de enero de 2020 [27], y los esfuerzos de diagnóstico y notificación de infecciones por COV 2019-n probablemente aumentaron. Posteriormente, el número diario de nuevos casos reportados comenzó a aumentar rápidamente después del 17 de enero de 2020, ver Figura 1d. Realizamos análisis adicionales de sensibilidad al variar la fecha de inicio de la ventana de tiempo de notificación insuficiente, por ejemplo, 1 de enero de 2020 en los principales resultados, del 2 de diciembre de 2019 al 3 de enero de 2020, e informamos de nuestras estimaciones en gran medida. El valor exacto de la tasa de notificación fue difícil de determinar debido a la falta de datos de vigilancia serológica. La tasa de notificación se puede determinar si los datos de vigilancia serológica están disponibles para una población; sabríamos quién fue infectado (seropositivo) y quién no fue (seronegativo), con alta confianza. Fue estadísticamente evidente que el aumento en la notificación era probable, y por lo tanto debe considerarse en la investigación futura de este brote. Preprint anterior sugirió casos acumulativos de 1723 (IC 95%: 427-4471) a partir del 12 de enero de 2020, y 4000 (IC 95%: 1000-9700) a partir del 18 de enero de 2020 basado en los casos agregados de exportación internacional [5]. Nuestro análisis produjo casos acumulativos de 280 (IC 95%: 128-613) a partir del 12 de enero de 2020, y 609 (IC 95%: 278-1333) a partir del 18 de enero de 2020 basado en el crecimiento exponencial mecánico en el brote temprano. Aunque nuestro número estimado de caso parecía tener una media inferior a la estimada por Imai et al. [5], no son estadísticamente diferentes. Este estudio aplicó un esfuerzo de cribado diferente para detectar los casos de Imai et al. [5]. Imai et Asumimos el esfuerzo medio de detección en los aeropuertos de ultramar que cubrían a los viajeros que llegaban de Wuhan. Mientras que asumimos un esfuerzo constante de detección aplicado en Wuhan en el mismo momento, y luego una serie de casos (es decir, ) deberían haber sido reportados sin haber sido reportados en la primera mitad de enero de 2020 debido a todo tipo de razones. No es sorprendente que diferentes suposiciones dieron resultados diferentes, y esta diferencia en el esfuerzo de detección también explicó en parte por qué los casos detectados fuera de China presentaban principalmente síntomas leves. Por lo tanto, era razonable que nuestras estimaciones parecieran inferiores a las estimadas por Imai y otros [5]. Cabe destacar que tal brecha en el conocimiento se resolvería mediante un estudio serológico (para una gran población para aproximar la tasa real positiva) o una estimación explícita de la tasa real de reportes. La tasa de reportes después del 17 de enero de 2020 probablemente haya aumentado 21 veces (IC 95%: 18-25) en comparación con la situación del 1 al 17 de enero de 2020 en promedio, y debe ser considerada en futuras investigaciones. Estimamos que el R 0 en 2019-nCoV es de 2,56 (IC 95%: 2,49-2,63).Aportaciones del autor: Todos los autores concibieron el estudio, llevaron a cabo el análisis, discutieron los resultados, redactaron el primer manuscrito.Todos los autores han leído y aceptado la versión publicada del manuscrito.
question: ¿Cuál fue el patrón inicial de la fase de crecimiento?
answers.text: patrón de crecimiento exponencial