Evolusi epidemiologi dan dinamika transmisi penyakit coronavirus 2019 di luar provinsi Hubei, Cina: studi deskriptif dan pemodelan Artikel sebelumnya Dari Cina: harapan dan pelajaran untuk kontrol COVID-19
Ringkasan
Latar Belakang
Epidemi penyakit coronavirus 2019 (COVID-19), yang disebabkan oleh coronavirus 2 sindrom pernapasan akut (SARS-CoV-2), dimulai di kota Wuhan, provinsi Hubei, pada bulan Desember, 2019, dan telah menyebar ke seluruh Tiongkok. Memahami epidemiologi yang berkembang dan dinamika transmisi wabah di luar Hubei akan memberikan informasi yang tepat waktu untuk memandu kebijakan intervensi.
Metode
Kami mengumpulkan informasi individual dari sumber publik resmi tentang kasus yang dikonfirmasi laboratorium yang dilaporkan di luar Hubei di daratan Cina untuk periode 19 Januari hingga 17 Februari 2020. Kami menggunakan tanggal revisi keempat definisi kasus (27 Jan) untuk membagi epidemi menjadi dua periode waktu (24 Desember - 27 Jan, dan 28 Jan - 17 Februari) sebagai tanggal timbulnya gejala. Kami memperkirakan tren dalam karakteristik demografis kasus dan interval waktu-ke-peristiwa utama. Kami menggunakan pendekatan Bayesian untuk memperkirakan dinamika jumlah reproduksi bersih (Rt) di tingkat provinsi.
Temuan
Kami mengumpulkan data pada 8579 kasus dari 30 provinsi. Usia rata-rata kasus adalah 44 tahun (33-56), dengan peningkatan proporsi kasus pada kelompok usia yang lebih muda dan pada orang tua (yaitu, usia> 64 tahun) ketika epidemi berkembang. Waktu rata-rata dari onset gejala sampai masuk rumah sakit menurun dari 4 · 4 hari (95% CI 0 · 0–14 · 0) untuk periode 24 Desember hingga 27 Januari, menjadi 2 · 6 hari (0 · 0–9 · 0 ) untuk periode 28 Januari hingga 17 Februari. Masa inkubasi rata-rata untuk seluruh periode diperkirakan 5 · 2 hari (1 · 8-12 · 4) dan interval serial rata-rata pada 5 · 1 hari (1 · 3– 11 · 6). Dinamika epidemi di provinsi di luar Hubei sangat bervariasi tetapi secara konsisten mencakup campuran impor kasus dan transmisi lokal. Kami memperkirakan bahwa epidemi itu bertahan sendiri selama kurang dari 3 minggu, dengan rata-rata Rt mencapai puncak antara 1 · 08 (95% CI 0 · 74-1 · 54) di kota Shenzhen di provinsi Guangdong dan 1 · 71 (1 · 32) –2 · 17) di provinsi Shandong. Di semua lokasi di mana kami memiliki cakupan data Rt yang cukup, Rt diperkirakan berada di bawah ambang epidemi (yaitu, <1) setelah 30 Januari.
Penafsiran
Perkiraan kami tentang periode inkubasi dan interval serial serupa, menunjukkan puncak awal infeksi, dengan kemungkinan penularan sebelum timbulnya gejala. Hasil kami juga menunjukkan bahwa, ketika epidemi berkembang, individu yang terinfeksi lebih cepat diisolasi, sehingga memperpendek jendela penularan di masyarakat. Secara keseluruhan, temuan kami menunjukkan bahwa tindakan pencegahan yang ketat, pembatasan gerakan, dan peningkatan kesadaran penduduk mungkin telah berkontribusi untuk mengganggu transmisi lokal SARS-CoV-2 di luar provinsi Hubei.
Pendanaan
Dana Sains Nasional untuk Cendekiawan Muda yang Terhormat, Institut Nasional Ilmu Kedokteran Umum, dan Komisi Eropa Cakrawala 2020.
Pengantar
Sejak Desember 2019, peningkatan jumlah kasus pneumonia atipikal yang disebabkan oleh coronavirus 2 sindrom pernapasan akut (SARS-CoV-2) telah dilaporkan di Wuhan, sebuah kota di provinsi Hubei di Cina.1 Pada 17 Februari 2020, 72.436 kasus penyakit coronavirus 2019 (COVID-19), termasuk 1.868 kematian, telah dilaporkan di daratan Cina.2 Wabah ini sekarang telah menyebar ke 198 negara, wilayah, atau wilayah di luar China.3 Pada 30 Januari 2020, WHO menyatakan Wabah COVID-19 darurat kesehatan masyarakat yang menjadi perhatian internasional.4
Laporan awal5 tentang epidemiologi wabah COVID-19 termasuk analisis dari 425 kasus pertama yang terdeteksi di Wuhan hingga 22 Januari 2020. Sejak itu, dinamika temporal dan penyebaran spasial COVID-19 telah berubah, dengan 17% dari kasus yang dilaporkan di luar Hubei di daratan Cina pada 17 Februari. Di provinsi di luar Hubei, epidemi COVID-19 ditandai dengan campuran transmisi lokal dan impor kasus dari Hubei.6 Laporan6 berdasarkan 44.672 kasus yang dikonfirmasi terdeteksi di daratan Cina hingga 11 Februari, memberikan deskripsi karakteristik kasus COVID-19 untuk daratan Cina dan di Hubei. Hingga saat ini, hanya ada sedikit informasi tentang fitur epidemiologi dan dinamika transmisi dari wabah COVID-19 di luar Hubei. Informasi ini akan sangat penting untuk menginformasikan kebijakan intervensi secara real-time, tidak hanya untuk Cina, tetapi juga untuk negara-negara lain dengan transmisi COVID-19.
Kami bertujuan untuk menggambarkan karakteristik epidemiologi dari wabah COVID-19 50 hari setelah diakui di provinsi-provinsi Cina di luar Hubei. Kami juga memperkirakan perubahan dalam interval waktu-ke-peristiwa utama dan jumlah reproduksi untuk menilai apakah langkah-langkah kontrol ketat yang diterapkan di Cina telah berhasil memperlambat transmisi.
Metode
Definisi dan pengawasan kasus
Sejak wabah COVID-19 pertama kali terdeteksi di Wuhan, Pusat Pengendalian dan Pencegahan Penyakit Tiongkok (CDC Cina) telah meluncurkan sistem pengawasan baru, pertama di Wuhan, kemudian diperluas ke seluruh negara, untuk mencatat informasi tentang COVID-19 kasus (apendiks pp 2-3) .1, 5 Pedoman diagnosis dan pengobatan pasien dengan pneumonia yang terinfeksi coronavirus (NCIP) yang baru diterbitkan, dengan yang pertama diterbitkan pada 15 Januari 2020, mendefinisikan kasus NCIP yang dicurigai sebagai pneumonia yang memenuhi kriteria klinis spesifik dan memiliki hubungan epidemiologis dengan pasar grosir makanan laut Huanan di Wuhan atau telah melakukan perjalanan ke Wuhan dalam 14 hari sebelum timbulnya gejala (Lampiran hal. 2-3). Dua versi pedoman berikutnya (yang pertama dikeluarkan pada 18 Januari dan yang kedua pada 22 Januari) menghilangkan kriteria klinis tidak ada perbaikan atau penurunan gejala setelah 3 hari pengobatan antibiotik untuk mempercepat identifikasi kasus. Selain itu, hubungan epidemiologis direvisi untuk memasukkan riwayat perjalanan ke Wuhan, kontak langsung dengan pasien dari Wuhan yang mengalami demam atau gejala pernapasan dalam waktu 14 hari sebelum timbulnya gejala, atau bagian dari cluster COVID-19. Dalam versi keempat pedoman (dikeluarkan pada 27 Januari), kriteria klinis diperluas untuk memenuhi dua dari tiga kriteria klinis yang tersisa (yaitu, demam, temuan radiografi pneumonia, dan jumlah sel darah putih normal atau berkurang atau berkurangnya limfosit dihitung pada tahap awal penyakit), dan kriteria epidemiologis ditambahkan (terkait dengan kasus COVID-19 yang dikonfirmasi). Dalam versi kelima yang dikeluarkan pada 4 Februari, kasus-kasus yang didiagnosis secara klinis didefinisikan sebagai kasus yang diduga dengan temuan radiografi pneumonia, yang akan digunakan secara eksklusif di Hubei.
Studi ini disetujui oleh dewan peninjau kelembagaan dari Sekolah Kesehatan Masyarakat, Universitas Fudan (Shanghai, Cina). Semua data dikumpulkan dari sumber yang tersedia untuk umum. Data diidentifikasikan, dan informed consent dilepaskan.
Sumber dan pengumpulan data
Semua provinsi di luar Hubei dimasukkan dalam analisis karakteristik demografi, interval waktu-ke-peristiwa utama, periode inkubasi, dan interval serial. Sembilan lokasi tempat kami memiliki cakupan data yang memadai digunakan untuk memperkirakan jumlah reproduksi bersih.
Data agregat harian tentang jumlah kasus kumulatif di daratan Cina diekstraksi dari situs web resmi komisi kesehatan nasional, provinsi, dan kota (lampiran pp 3-10). Catatan individu pada COVID-19 kasus yang dikonfirmasi laboratorium dikumpulkan dari dua sumber resmi yang tersedia untuk umum: situs web komisi kesehatan nasional, provinsi, dan kota, dan situs web media berita pemerintah nasional dan lokal. Informasi individu diekstraksi oleh tim pengumpulan data dan dimasukkan ke dalam basis data terstruktur yang terdiri dari tiga bagian: karakteristik demografis; paparan dan riwayat perjalanan; dan garis waktu utama, termasuk garis waktu pajanan, tanggal onset gejala, tanggal masuk rumah sakit, dan tanggal pelaporan resmi. Sebuah tim pengumpulan data yang terlatih dengan baik dari sekitar 40 anggota dari Universitas Fudan mengumpulkan informasi individu (lampiran hlm. 10, 11).
Setiap catatan individu diperiksa silang oleh tiga penulis bersama (WW, MLi, dan WZ), dan konsensus dicapai sebelum menyelesaikan entri dalam database. Informasi yang saling bertentangan diselesaikan berdasarkan sumber data asli; misalnya, jika catatan individual di situs web pemerintah lokal dan media berita pemerintah tidak konsisten, kami mengekstrak data dari situs web pemerintah. Kami menggunakan informasi tentang usia, jenis kelamin, lokasi deteksi, riwayat pajanan, tanggal timbulnya gejala, masuk rumah sakit, dan pelaporan resmi untuk menggambarkan karakteristik demografis kasus dan memperkirakan interval waktu-ke-peristiwa utama, periode inkubasi, interval serial, dan jaringan nomor reproduksi. Rincian tentang pengumpulan data individu, definisi variabel kunci, dan penilaian kelengkapan variabel disediakan dalam lampiran (hal. 3–11).
Kami memvalidasi catatan individu kami terhadap daftar garis resmi yang diperoleh dari situs web Komisi Kesehatan Provinsi Shandong, Komisi Kesehatan Kota Shenzhen, dan Komisi Kesehatan Provinsi Hunan (lampiran p 12).
Analisis statistik
Kami membatasi analisis untuk provinsi selain Hubei di mana sebagian besar catatan individu tersedia — yaitu, 8579 (98%) dari 8738. Kami menggunakan tanggal revisi keempat pedoman untuk membagi epidemi menjadi dua periode waktu. Periode pertama berjalan dari munculnya COVID-19 di provinsi di luar Hubei, 24 Desember hingga 27 Januari, ketika definisi kasus yang diduga diperluas untuk menangkap kasus yang lebih ringan. Periode kedua berlangsung dari 28 Januari hingga 17 Februari. Kami melakukan analisis statistik karakteristik demografis dan epidemiologis dari kasus-kasus yang dikonfirmasi yang dikelompokkan berdasarkan dua periode epidemi. Tes χ2 digunakan untuk membandingkan usia dan struktur seks. Uji t dua sampel digunakan untuk membandingkan interval waktu-ke-peristiwa utama.
Kami memperkirakan distribusi waktu-ke-peristiwa utama untuk kasus COVID-19, termasuk onset gejala untuk konsultasi perawatan kesehatan pertama, masuk rumah sakit, dan pelaporan resmi. Kami memperkirakan waktu dari infeksi hingga timbulnya gejala (yaitu, masa inkubasi) dengan menganalisis kasus COVID-19 dengan hubungan epidemiologis (kelompok) yang dikonfirmasi yang diidentifikasi oleh penelusuran kontak prospektif. Tanggal dugaan infeksi diperkirakan dari riwayat pajanan, setelah mengecualikan kasus dengan pajanan ke Wuhan. Ketika beberapa paparan dilaporkan, kami mempertimbangkan interval antara tanggal pertama dan terakhir yang tercatat. Kami memasukkan tiga distribusi parametrik (Weibull, gamma, dan lognormal) ke data waktu-ke-peristiwa dan memilih yang paling sesuai berdasarkan kriteria informasi Akaike minimum. Interval kepercayaan untuk estimasi distribusi diperoleh dengan 2000 simulasi bootstrap untuk data yang disensor atau yang tidak disensor.
Kami menganalisis kelompok COVID-19 kasus dengan hubungan epidemiologis yang dikonfirmasi oleh pelacakan kontak prospektif (semua kasus dengan riwayat perjalanan ke Wuhan atau Hubei — yaitu, dinyatakan mengunjungi atau tinggal, jika tidak termasuk) untuk memperkirakan interval antara timbulnya gejala pada primer (indeks). ) kasus dan timbulnya gejala dalam kasus sekunder yang dihasilkan oleh kasus primer (yaitu, interval serial). Interval serial diperkirakan dengan menyesuaikan distribusi gamma ke jeda antara tanggal onset gejala dalam indeks dan kasus sekunder.
Dengan menggunakan estimasi estimasi interval serial, kami menghitung angka reproduksi bersih (Rt), yang merupakan jumlah rata-rata kasus sekunder yang dihasilkan oleh kasus primer tipikal pada waktu t. Generasi kasus yang berurutan muncul setelah periode yang diukur dengan interval serial atau waktu generasi.8 Kami menggunakan pendekatan Bayesian9, 10 untuk memperkirakan Rt dari seri waktu tanggal onset gejala dan distribusi interval serial, dengan mempertimbangkan impor dan lokal transmission.11 Untuk analisis ini, 9 hari terakhir dari dataset dikeluarkan untuk memperhitungkan kemungkinan ketidaklengkapan dari dataset karena penundaan pelaporan. Metode yang digunakan untuk memperkirakan Rt dilaporkan secara rinci dalam lampiran (hal 23). Secara keseluruhan, 95% CI mengacu pada persentil 2 - 5 dan 97 · dari estimasi distribusi. Analisis statistik dilakukan dengan menggunakan R, versi 3.6.0. Rt diperkirakan dari kode yang ditulis oleh penulis, yang tersedia online.
Peran sumber pendanaan
Pendana penelitian tidak memiliki peran dalam desain penelitian, pengumpulan data, analisis data, interpretasi data, atau penulisan laporan. Penulis yang sesuai memiliki akses penuh ke semua data dalam penelitian ini dan memiliki tanggung jawab akhir untuk keputusan untuk menyerahkan publikasi.
Hasil
Pada 17 Februari 2020, 72 436 COVID-19 kasus telah dilaporkan di semua 31 provinsi daratan Cina. 42.752 (59%) dari 72.436 kasus terdeteksi di kota Wuhan di provinsi Hubei, 17 237 (24%) terdeteksi di kota-kota selain Wuhan di provinsi Hubei, dan 12.447 (17%) dilaporkan di provinsi lain (gambar 1A). Kami mengumpulkan informasi individu pada 8579 kasus yang dikonfirmasi di laboratorium yang terdeteksi di luar Hubei hingga 17 Februari, terhitung 69% dari 12.447 kasus yang dilaporkan pada waktu itu. Untuk sebagian besar lokasi, ada konsistensi antara deret waktu yang diperoleh dari catatan individual kami dan laporan kasus resmi (lampiran hlm. 12-14).
Mulai akhir Desember 2019, epidemi COVID-19 tumbuh dengan cepat di luar Hubei dan ditandai oleh campuran transmisi lokal dan impor kasus dari Hubei (gambar 1B). Usia rata-rata kasus adalah 44 tahun (33-56), dengan proporsi kasus yang berada dalam kelompok usia lebih muda dari 18 tahun (p <0,0001) dan lebih tua dari 64 tahun (p <0,0001) meningkat dari lebih awal ke periode waktu yang lebih baru (lampiran p 15). Secara keseluruhan, proporsi kasus di antara individu yang lebih muda dari 18 tahun rendah (5%; tabel 1). Proporsi kasus laki-laki menurun antara dua periode epidemi (p = 0,00012), tetapi tetap sekitar 50% (tabel 1; lampiran p 15).
Data median (IQR), atau n / n (%). Penyebut yang lebih rendah menunjukkan data yang hilang, dikeluarkan dari analisis. Persentase mungkin tidak total 100% karena pembulatan. COVID-19 = penyakit coronavirus 2019.
* Kami mendefinisikan dua periode waktu sebagai tanggal onset gejala; jika tanggal timbulnya gejala hilang dan tanggal pelaporan resmi, kunjungan rumah sakit, atau hasil lebih awal dari atau sama dengan 27 Jan 2020, kasus diklasifikasikan ke dalam periode 1, jika tidak, mereka tidak diklasifikasikan.
† 77% catatan berisi informasi spesifik tentang paparan.
Residents Penduduk atau individu Wuhan yang telah tinggal di Wuhan setidaknya 14 hari sebelum timbulnya gejala.
§ Penduduk atau individu Hubei yang mengunjungi Hubei, tanpa kota tertentu tempat mereka tinggal atau berkunjung.
Kehadiran setidaknya satu paparan diketahui dilaporkan oleh 6611 (77%) dari 8579 kasus (tabel 1). Pada periode epidemi awal, sebagian besar kasus melaporkan paparan di Wuhan atau Hubei. Selanjutnya, peningkatan jumlah kasus melaporkan paparan COVID-19 kasus atau pasien dengan infeksi pernapasan akut (p <0,0001; tabel 1).
Waktu dari onset gejala sampai masuk rumah sakit menjadi lebih pendek ketika epidemi berkembang, menurun dari 4 · 4 hari (95% CI 0 · 0–14 · 0) selama periode pertama epidemi menjadi 2 · 6 hari (0 · 0–9 · 0) pada periode kedua (tabel 2). Tren penurunan waktu yang serupa diamati untuk interval dari onset gejala ke konsultasi perawatan kesehatan pertama (tabel 2).
Latar Belakang
Epidemi penyakit coronavirus 2019 (COVID-19), yang disebabkan oleh coronavirus 2 sindrom pernapasan akut (SARS-CoV-2), dimulai di kota Wuhan, provinsi Hubei, pada bulan Desember, 2019, dan telah menyebar ke seluruh Tiongkok. Memahami epidemiologi yang berkembang dan dinamika transmisi wabah di luar Hubei akan memberikan informasi yang tepat waktu untuk memandu kebijakan intervensi.
Metode
Kami mengumpulkan informasi individual dari sumber publik resmi tentang kasus yang dikonfirmasi laboratorium yang dilaporkan di luar Hubei di daratan Cina untuk periode 19 Januari hingga 17 Februari 2020. Kami menggunakan tanggal revisi keempat definisi kasus (27 Jan) untuk membagi epidemi menjadi dua periode waktu (24 Desember - 27 Jan, dan 28 Jan - 17 Februari) sebagai tanggal timbulnya gejala. Kami memperkirakan tren dalam karakteristik demografis kasus dan interval waktu-ke-peristiwa utama. Kami menggunakan pendekatan Bayesian untuk memperkirakan dinamika jumlah reproduksi bersih (Rt) di tingkat provinsi.
Temuan
Kami mengumpulkan data pada 8579 kasus dari 30 provinsi. Usia rata-rata kasus adalah 44 tahun (33-56), dengan peningkatan proporsi kasus pada kelompok usia yang lebih muda dan pada orang tua (yaitu, usia> 64 tahun) ketika epidemi berkembang. Waktu rata-rata dari onset gejala sampai masuk rumah sakit menurun dari 4 · 4 hari (95% CI 0 · 0–14 · 0) untuk periode 24 Desember hingga 27 Januari, menjadi 2 · 6 hari (0 · 0–9 · 0 ) untuk periode 28 Januari hingga 17 Februari. Masa inkubasi rata-rata untuk seluruh periode diperkirakan 5 · 2 hari (1 · 8-12 · 4) dan interval serial rata-rata pada 5 · 1 hari (1 · 3– 11 · 6). Dinamika epidemi di provinsi di luar Hubei sangat bervariasi tetapi secara konsisten mencakup campuran impor kasus dan transmisi lokal. Kami memperkirakan bahwa epidemi itu bertahan sendiri selama kurang dari 3 minggu, dengan rata-rata Rt mencapai puncak antara 1 · 08 (95% CI 0 · 74-1 · 54) di kota Shenzhen di provinsi Guangdong dan 1 · 71 (1 · 32) –2 · 17) di provinsi Shandong. Di semua lokasi di mana kami memiliki cakupan data Rt yang cukup, Rt diperkirakan berada di bawah ambang epidemi (yaitu, <1) setelah 30 Januari.
Penafsiran
Perkiraan kami tentang periode inkubasi dan interval serial serupa, menunjukkan puncak awal infeksi, dengan kemungkinan penularan sebelum timbulnya gejala. Hasil kami juga menunjukkan bahwa, ketika epidemi berkembang, individu yang terinfeksi lebih cepat diisolasi, sehingga memperpendek jendela penularan di masyarakat. Secara keseluruhan, temuan kami menunjukkan bahwa tindakan pencegahan yang ketat, pembatasan gerakan, dan peningkatan kesadaran penduduk mungkin telah berkontribusi untuk mengganggu transmisi lokal SARS-CoV-2 di luar provinsi Hubei.
Pendanaan
Dana Sains Nasional untuk Cendekiawan Muda yang Terhormat, Institut Nasional Ilmu Kedokteran Umum, dan Komisi Eropa Cakrawala 2020.
Pengantar
Sejak Desember 2019, peningkatan jumlah kasus pneumonia atipikal yang disebabkan oleh coronavirus 2 sindrom pernapasan akut (SARS-CoV-2) telah dilaporkan di Wuhan, sebuah kota di provinsi Hubei di Cina.1 Pada 17 Februari 2020, 72.436 kasus penyakit coronavirus 2019 (COVID-19), termasuk 1.868 kematian, telah dilaporkan di daratan Cina.2 Wabah ini sekarang telah menyebar ke 198 negara, wilayah, atau wilayah di luar China.3 Pada 30 Januari 2020, WHO menyatakan Wabah COVID-19 darurat kesehatan masyarakat yang menjadi perhatian internasional.4
Laporan awal5 tentang epidemiologi wabah COVID-19 termasuk analisis dari 425 kasus pertama yang terdeteksi di Wuhan hingga 22 Januari 2020. Sejak itu, dinamika temporal dan penyebaran spasial COVID-19 telah berubah, dengan 17% dari kasus yang dilaporkan di luar Hubei di daratan Cina pada 17 Februari. Di provinsi di luar Hubei, epidemi COVID-19 ditandai dengan campuran transmisi lokal dan impor kasus dari Hubei.6 Laporan6 berdasarkan 44.672 kasus yang dikonfirmasi terdeteksi di daratan Cina hingga 11 Februari, memberikan deskripsi karakteristik kasus COVID-19 untuk daratan Cina dan di Hubei. Hingga saat ini, hanya ada sedikit informasi tentang fitur epidemiologi dan dinamika transmisi dari wabah COVID-19 di luar Hubei. Informasi ini akan sangat penting untuk menginformasikan kebijakan intervensi secara real-time, tidak hanya untuk Cina, tetapi juga untuk negara-negara lain dengan transmisi COVID-19.
Kami bertujuan untuk menggambarkan karakteristik epidemiologi dari wabah COVID-19 50 hari setelah diakui di provinsi-provinsi Cina di luar Hubei. Kami juga memperkirakan perubahan dalam interval waktu-ke-peristiwa utama dan jumlah reproduksi untuk menilai apakah langkah-langkah kontrol ketat yang diterapkan di Cina telah berhasil memperlambat transmisi.
Metode
Definisi dan pengawasan kasus
Sejak wabah COVID-19 pertama kali terdeteksi di Wuhan, Pusat Pengendalian dan Pencegahan Penyakit Tiongkok (CDC Cina) telah meluncurkan sistem pengawasan baru, pertama di Wuhan, kemudian diperluas ke seluruh negara, untuk mencatat informasi tentang COVID-19 kasus (apendiks pp 2-3) .1, 5 Pedoman diagnosis dan pengobatan pasien dengan pneumonia yang terinfeksi coronavirus (NCIP) yang baru diterbitkan, dengan yang pertama diterbitkan pada 15 Januari 2020, mendefinisikan kasus NCIP yang dicurigai sebagai pneumonia yang memenuhi kriteria klinis spesifik dan memiliki hubungan epidemiologis dengan pasar grosir makanan laut Huanan di Wuhan atau telah melakukan perjalanan ke Wuhan dalam 14 hari sebelum timbulnya gejala (Lampiran hal. 2-3). Dua versi pedoman berikutnya (yang pertama dikeluarkan pada 18 Januari dan yang kedua pada 22 Januari) menghilangkan kriteria klinis tidak ada perbaikan atau penurunan gejala setelah 3 hari pengobatan antibiotik untuk mempercepat identifikasi kasus. Selain itu, hubungan epidemiologis direvisi untuk memasukkan riwayat perjalanan ke Wuhan, kontak langsung dengan pasien dari Wuhan yang mengalami demam atau gejala pernapasan dalam waktu 14 hari sebelum timbulnya gejala, atau bagian dari cluster COVID-19. Dalam versi keempat pedoman (dikeluarkan pada 27 Januari), kriteria klinis diperluas untuk memenuhi dua dari tiga kriteria klinis yang tersisa (yaitu, demam, temuan radiografi pneumonia, dan jumlah sel darah putih normal atau berkurang atau berkurangnya limfosit dihitung pada tahap awal penyakit), dan kriteria epidemiologis ditambahkan (terkait dengan kasus COVID-19 yang dikonfirmasi). Dalam versi kelima yang dikeluarkan pada 4 Februari, kasus-kasus yang didiagnosis secara klinis didefinisikan sebagai kasus yang diduga dengan temuan radiografi pneumonia, yang akan digunakan secara eksklusif di Hubei.
Studi ini disetujui oleh dewan peninjau kelembagaan dari Sekolah Kesehatan Masyarakat, Universitas Fudan (Shanghai, Cina). Semua data dikumpulkan dari sumber yang tersedia untuk umum. Data diidentifikasikan, dan informed consent dilepaskan.
Sumber dan pengumpulan data
Semua provinsi di luar Hubei dimasukkan dalam analisis karakteristik demografi, interval waktu-ke-peristiwa utama, periode inkubasi, dan interval serial. Sembilan lokasi tempat kami memiliki cakupan data yang memadai digunakan untuk memperkirakan jumlah reproduksi bersih.
Data agregat harian tentang jumlah kasus kumulatif di daratan Cina diekstraksi dari situs web resmi komisi kesehatan nasional, provinsi, dan kota (lampiran pp 3-10). Catatan individu pada COVID-19 kasus yang dikonfirmasi laboratorium dikumpulkan dari dua sumber resmi yang tersedia untuk umum: situs web komisi kesehatan nasional, provinsi, dan kota, dan situs web media berita pemerintah nasional dan lokal. Informasi individu diekstraksi oleh tim pengumpulan data dan dimasukkan ke dalam basis data terstruktur yang terdiri dari tiga bagian: karakteristik demografis; paparan dan riwayat perjalanan; dan garis waktu utama, termasuk garis waktu pajanan, tanggal onset gejala, tanggal masuk rumah sakit, dan tanggal pelaporan resmi. Sebuah tim pengumpulan data yang terlatih dengan baik dari sekitar 40 anggota dari Universitas Fudan mengumpulkan informasi individu (lampiran hlm. 10, 11).
Setiap catatan individu diperiksa silang oleh tiga penulis bersama (WW, MLi, dan WZ), dan konsensus dicapai sebelum menyelesaikan entri dalam database. Informasi yang saling bertentangan diselesaikan berdasarkan sumber data asli; misalnya, jika catatan individual di situs web pemerintah lokal dan media berita pemerintah tidak konsisten, kami mengekstrak data dari situs web pemerintah. Kami menggunakan informasi tentang usia, jenis kelamin, lokasi deteksi, riwayat pajanan, tanggal timbulnya gejala, masuk rumah sakit, dan pelaporan resmi untuk menggambarkan karakteristik demografis kasus dan memperkirakan interval waktu-ke-peristiwa utama, periode inkubasi, interval serial, dan jaringan nomor reproduksi. Rincian tentang pengumpulan data individu, definisi variabel kunci, dan penilaian kelengkapan variabel disediakan dalam lampiran (hal. 3–11).
Kami memvalidasi catatan individu kami terhadap daftar garis resmi yang diperoleh dari situs web Komisi Kesehatan Provinsi Shandong, Komisi Kesehatan Kota Shenzhen, dan Komisi Kesehatan Provinsi Hunan (lampiran p 12).
Analisis statistik
Kami membatasi analisis untuk provinsi selain Hubei di mana sebagian besar catatan individu tersedia — yaitu, 8579 (98%) dari 8738. Kami menggunakan tanggal revisi keempat pedoman untuk membagi epidemi menjadi dua periode waktu. Periode pertama berjalan dari munculnya COVID-19 di provinsi di luar Hubei, 24 Desember hingga 27 Januari, ketika definisi kasus yang diduga diperluas untuk menangkap kasus yang lebih ringan. Periode kedua berlangsung dari 28 Januari hingga 17 Februari. Kami melakukan analisis statistik karakteristik demografis dan epidemiologis dari kasus-kasus yang dikonfirmasi yang dikelompokkan berdasarkan dua periode epidemi. Tes χ2 digunakan untuk membandingkan usia dan struktur seks. Uji t dua sampel digunakan untuk membandingkan interval waktu-ke-peristiwa utama.
Kami memperkirakan distribusi waktu-ke-peristiwa utama untuk kasus COVID-19, termasuk onset gejala untuk konsultasi perawatan kesehatan pertama, masuk rumah sakit, dan pelaporan resmi. Kami memperkirakan waktu dari infeksi hingga timbulnya gejala (yaitu, masa inkubasi) dengan menganalisis kasus COVID-19 dengan hubungan epidemiologis (kelompok) yang dikonfirmasi yang diidentifikasi oleh penelusuran kontak prospektif. Tanggal dugaan infeksi diperkirakan dari riwayat pajanan, setelah mengecualikan kasus dengan pajanan ke Wuhan. Ketika beberapa paparan dilaporkan, kami mempertimbangkan interval antara tanggal pertama dan terakhir yang tercatat. Kami memasukkan tiga distribusi parametrik (Weibull, gamma, dan lognormal) ke data waktu-ke-peristiwa dan memilih yang paling sesuai berdasarkan kriteria informasi Akaike minimum. Interval kepercayaan untuk estimasi distribusi diperoleh dengan 2000 simulasi bootstrap untuk data yang disensor atau yang tidak disensor.
Kami menganalisis kelompok COVID-19 kasus dengan hubungan epidemiologis yang dikonfirmasi oleh pelacakan kontak prospektif (semua kasus dengan riwayat perjalanan ke Wuhan atau Hubei — yaitu, dinyatakan mengunjungi atau tinggal, jika tidak termasuk) untuk memperkirakan interval antara timbulnya gejala pada primer (indeks). ) kasus dan timbulnya gejala dalam kasus sekunder yang dihasilkan oleh kasus primer (yaitu, interval serial). Interval serial diperkirakan dengan menyesuaikan distribusi gamma ke jeda antara tanggal onset gejala dalam indeks dan kasus sekunder.
Dengan menggunakan estimasi estimasi interval serial, kami menghitung angka reproduksi bersih (Rt), yang merupakan jumlah rata-rata kasus sekunder yang dihasilkan oleh kasus primer tipikal pada waktu t. Generasi kasus yang berurutan muncul setelah periode yang diukur dengan interval serial atau waktu generasi.8 Kami menggunakan pendekatan Bayesian9, 10 untuk memperkirakan Rt dari seri waktu tanggal onset gejala dan distribusi interval serial, dengan mempertimbangkan impor dan lokal transmission.11 Untuk analisis ini, 9 hari terakhir dari dataset dikeluarkan untuk memperhitungkan kemungkinan ketidaklengkapan dari dataset karena penundaan pelaporan. Metode yang digunakan untuk memperkirakan Rt dilaporkan secara rinci dalam lampiran (hal 23). Secara keseluruhan, 95% CI mengacu pada persentil 2 - 5 dan 97 · dari estimasi distribusi. Analisis statistik dilakukan dengan menggunakan R, versi 3.6.0. Rt diperkirakan dari kode yang ditulis oleh penulis, yang tersedia online.
Peran sumber pendanaan
Pendana penelitian tidak memiliki peran dalam desain penelitian, pengumpulan data, analisis data, interpretasi data, atau penulisan laporan. Penulis yang sesuai memiliki akses penuh ke semua data dalam penelitian ini dan memiliki tanggung jawab akhir untuk keputusan untuk menyerahkan publikasi.
Hasil
Pada 17 Februari 2020, 72 436 COVID-19 kasus telah dilaporkan di semua 31 provinsi daratan Cina. 42.752 (59%) dari 72.436 kasus terdeteksi di kota Wuhan di provinsi Hubei, 17 237 (24%) terdeteksi di kota-kota selain Wuhan di provinsi Hubei, dan 12.447 (17%) dilaporkan di provinsi lain (gambar 1A). Kami mengumpulkan informasi individu pada 8579 kasus yang dikonfirmasi di laboratorium yang terdeteksi di luar Hubei hingga 17 Februari, terhitung 69% dari 12.447 kasus yang dilaporkan pada waktu itu. Untuk sebagian besar lokasi, ada konsistensi antara deret waktu yang diperoleh dari catatan individual kami dan laporan kasus resmi (lampiran hlm. 12-14).
Mulai akhir Desember 2019, epidemi COVID-19 tumbuh dengan cepat di luar Hubei dan ditandai oleh campuran transmisi lokal dan impor kasus dari Hubei (gambar 1B). Usia rata-rata kasus adalah 44 tahun (33-56), dengan proporsi kasus yang berada dalam kelompok usia lebih muda dari 18 tahun (p <0,0001) dan lebih tua dari 64 tahun (p <0,0001) meningkat dari lebih awal ke periode waktu yang lebih baru (lampiran p 15). Secara keseluruhan, proporsi kasus di antara individu yang lebih muda dari 18 tahun rendah (5%; tabel 1). Proporsi kasus laki-laki menurun antara dua periode epidemi (p = 0,00012), tetapi tetap sekitar 50% (tabel 1; lampiran p 15).
Table 1Characteristics of laboratory-confirmed COVID-19 cases in provinces outside Hubei in mainland China by epidemic period, as of Feb 17, 2020
| All (n=8579) | Period 1 (Dec 24 to Jan 27; n=4210) | Period 2 (Jan 28 to Feb 17; n=2379) | Unclassified (n=1990) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Age, years | 44 (33–56) | 43 (33–55) | 46 (33–58) | 44 (31–56) | |||
| Age group, years | |||||||
| 0–6 | 124/8579 (1%) | 28/4210 (1%) | 44/2379 (2%) | 52/1990 (3%) | |||
| 7–17 | 233/8579 (3%) | 65/4210 (2%) | 81/2379 (3%) | 87/1990 (4%) | |||
| 18–24 | 477/8579 (6%) | 248/4210 (6%) | 106/2379 (4%) | 123/1990 (6%) | |||
| 25–49 | 4127/8579 (48%) | 2147/4210 (51%) | 1082/2379 (45%) | 898/1990 (45%) | |||
| 50–64 | 2113/8579 (25%) | 990/4210 (24%) | 631/2379 (27%) | 492/1990 (25%) | |||
| ≥65 | 1002/8579 (12%) | 394/4210 (9%) | 373/2379 (16%) | 235/1990 (12%) | |||
| Sex | |||||||
| Female | 3943/8579 (46%) | 1841/4210 (44%) | 1163/2379 (49%) | 939/1990 (47%) | |||
| Male | 4401/8579 (51%) | 2258/4210 (54%) | 1166/2379 (49%) | 977/1990 (49%) | |||
| Exposure history | |||||||
| Presence of at least one exposure | 6611/8579 (77%) | 3342/4210 (79%) | 1708/2379 (72%) | 1561/1990 (78%) | |||
| Exposure to animals and seafood markets, or wild animals | 34/6611 (1%) | 23/3342 (1%) | 7/1708 (0%) | 4/1561 (0%) | |||
| Exposure to COVID-19 cases or patients with acute respiratory infections | 2978/6611 (45%) | 855/3342 (26%) | 1125/1708 (66%) | 998/1561 (64%) | |||
| Exposure to Wuhan or Hubei | 3672/6611 (56%) | 2428/3342 (73%) | 591/1708 (35%) | 653/1561 (42%) | |||
| Residence in Wuhan | 1602/3672 (44%) | 1135/2428 (47%) | 216/591 (37%) | 251/653 (38%) | |||
| Visited Wuhan | 577/3672 (16%) | 413/2428 (17%) | 96/591 (16%) | 68/653 (10%) | |||
| Residence in Hubei or visit Hubei | 519/3672 (14%) | 222/2428 (9%) | 153/591 (26%) | 144/653 (22%) | |||
Data median (IQR), atau n / n (%). Penyebut yang lebih rendah menunjukkan data yang hilang, dikeluarkan dari analisis. Persentase mungkin tidak total 100% karena pembulatan. COVID-19 = penyakit coronavirus 2019.
* Kami mendefinisikan dua periode waktu sebagai tanggal onset gejala; jika tanggal timbulnya gejala hilang dan tanggal pelaporan resmi, kunjungan rumah sakit, atau hasil lebih awal dari atau sama dengan 27 Jan 2020, kasus diklasifikasikan ke dalam periode 1, jika tidak, mereka tidak diklasifikasikan.
† 77% catatan berisi informasi spesifik tentang paparan.
Residents Penduduk atau individu Wuhan yang telah tinggal di Wuhan setidaknya 14 hari sebelum timbulnya gejala.
§ Penduduk atau individu Hubei yang mengunjungi Hubei, tanpa kota tertentu tempat mereka tinggal atau berkunjung.
Kehadiran setidaknya satu paparan diketahui dilaporkan oleh 6611 (77%) dari 8579 kasus (tabel 1). Pada periode epidemi awal, sebagian besar kasus melaporkan paparan di Wuhan atau Hubei. Selanjutnya, peningkatan jumlah kasus melaporkan paparan COVID-19 kasus atau pasien dengan infeksi pernapasan akut (p <0,0001; tabel 1).
Waktu dari onset gejala sampai masuk rumah sakit menjadi lebih pendek ketika epidemi berkembang, menurun dari 4 · 4 hari (95% CI 0 · 0–14 · 0) selama periode pertama epidemi menjadi 2 · 6 hari (0 · 0–9 · 0) pada periode kedua (tabel 2). Tren penurunan waktu yang serupa diamati untuk interval dari onset gejala ke konsultasi perawatan kesehatan pertama (tabel 2).
Table 2Key time-to-event intervals for laboratory-confirmed COVID-19 cases by epidemic period, as of Feb 17, 2020
| All | Period 1 (Dec 24 to Jan 27) | Period 2 (Jan 28 to Feb 8) | Difference (95% CI), p value | |
|---|---|---|---|---|
| Time from symptom onset to first health-care consultation, days | 2·5 (0·0–10·0), n=2888 | 3·0 (0·0–11·1), n=1836 | 1·6 (0·0–7·0), n=1052 | 1·4 (1·2–1·6), p<0·0001 |
| Time from symptom onset to hospital admission, days | 3·8 (0·0–12·0), n=2001 | 4·4 (0·0–14·0), n=1310 | 2·6 (0·0–9·0), n=691 | 1·8 (1·5–2·1), p<0·0001 |
| Time from first health-care consultation to hospital admission, days | 1·5 (0·0–9·0), n=1725 | 1·4 (0·0–9·0); n=850 | 1·4 (0·0–9·0), n=353 | 0·0 (0·2–0·4), p=0·6551 |
| Time from symptom onset to official reporting, days | 7·4 (1·0–18·0), n=5024 | 8·9 (2·0–19·8), n=2727 | 5·4 (1·0–12·0), n=2079 | 3·5 (3·3–3·7), p<0·0001 |
Data rata-rata (95% CI), n, kecuali ditentukan lain.
* Untuk memperhitungkan keterlambatan pelaporan, kami mengecualikan data 9 hari terakhir (yaitu, data setelah 8 Februari 2020).
† Perbedaan antara periode 1 dan 2; Uji t dua sampel Welch digunakan untuk menghitung nilai p.
‡ Diperkirakan dari data empiris melalui analisis kasus lengkap; perkiraan yang diperoleh dengan pemasangan gamma, Weibull, dan distribusi lognormal dilaporkan dalam lampiran (hlm. 15-17).
§ Ukuran sampel mungkin berbeda dari jumlah dua periode karena juga termasuk kasus tanpa tanggal tercatat onset gejala, yang digunakan untuk klasifikasi kasus menjadi periode temporal.
Kami menganalisis waktu dari pajanan hingga timbulnya penyakit untuk 49 kasus tanpa riwayat perjalanan yang diidentifikasi oleh pelacakan kontak prospektif. Kasus-kasus ini mewakili 37 cluster. Kami memperkirakan masa inkubasi rata-rata 5 · 2 hari (95% CI 1 · 8-12 · 4), dengan persentil ke-95 dari distribusi pada 10 · 5 hari. Periode inkubasi diperkirakan dengan baik oleh distribusi lognormal (lampiran hlm 17-19).
Kami menganalisis waktu antara onset gejala pada 35 kasus sekunder dan 28 kasus primer yang sesuai (lampiran hlm. 19-22). Satu kasus yang melaporkan timbulnya gejala pada hari yang sama dengan kasus indeks telah dihapus dari analisis. Interval serial mengikuti distribusi gamma dengan perkiraan rata-rata 5 · 1 hari (95% CI 1 · 3-11 · 6).
Perbandingan distribusi periode inkubasi dan interval serial dilaporkan pada Gambar 2, dan menunjukkan tumpang tindih antara kedua distribusi. Karena kami tidak dapat mengecualikan bahwa sebagian kecil dari kasus sekunder ini memiliki paparan sebelumnya terhadap sumber infeksi yang tidak teridentifikasi, kami melakukan analisis sensitivitas menggunakan berbagai tingkat sensor data; estimasi yang dihasilkan antara 5 · 0 hari (0 · 8–13 · 0) dan 6 · 3 hari (3 · 2–10 · 5; lampiran p 22).
Dinamika transmisi COVID-19 berbeda antara provinsi di luar Hubei. Di sini kami melaporkan hasil untuk sebuah kota (Shenzhen — kota besar dengan lebih dari 12 juta penduduk di provinsi Guangdong) dan dua provinsi (Hunan dan Shandong) yang kami telah memvalidasi catatan individual kami terhadap daftar garis resmi lengkap (lampiran hal 3 –8).
Hasil untuk enam lokasi lainnya termasuk dalam lampiran (hal. 24). Meskipun lokasi-lokasi ini adalah di antara mereka yang melaporkan jumlah COVID-19 kasus terbesar pada 17 Februari 2020,3, mereka menunjukkan pola transmisi yang sangat berbeda. Secara khusus, di Shenzhen, kami memperkirakan bahwa Rt rata-rata berada di atas ambang epidemi selama sekitar 1 minggu (sekitar dari 18 Januari hingga 23 Januari), dengan nilai maksimum 1 · 08 (95% CI 0 · 74–1 · 54) pada 22 Januari, dan wabah sebagian besar ditopang oleh kasus-kasus dengan sejarah perjalanan ke atau dari Wuhan atau Hubei (gambar 3). Di provinsi Hunan, kami memperkirakan Rt rata-rata berada di atas ambang epidemi selama sekitar 2 minggu dari 13 Januari hingga 28 Januari, dengan nilai puncak 1 · 34 pada 20 Januari (1 · 06–1 · 68; gambar 3). Provinsi Shandong menunjukkan periode epidemi yang sedikit lebih lama daripada Hunan yang ditandai oleh penularan lokal yang berkelanjutan dan rata-rata puncak yang lebih besar yaitu 1 71 pada 23 Januari (1 · 32-2 · 17; gambar 3). Di tiga lokasi ini, rata-rata Rt terus menurun dan tetap di bawah ambang epidemi sejak akhir Januari, 2020. Secara umum, kami menemukan bahwa di semua wilayah yang dianalisis (di antara provinsi yang paling terkena dampak di luar Hubei), Rt telah menurun di bawah 1 · 0 dari 8 Februari.
Diskusi
Kami telah memberikan penilaian terhadap dinamika epidemiologi dan transmisi yang berubah dengan cepat dari wabah COVID-19 di luar provinsi Hubei di Cina daratan. Kami menemukan perbedaan signifikan dalam epidemiologi COVID-19 ketika epidemi terus menyebar ke seluruh Cina. Kami memperkirakan bahwa, pada 8 Februari 2020, Rt telah berada di bawah ambang epidemi di sembilan lokasi di mana kami memiliki cakupan data yang cukup, yang termasuk di antara mereka dengan jumlah kasus yang dilaporkan terbesar (di luar Hubei). Temuan ini menunjukkan bahwa China telah membuat langkah-langkah kunci ke arah gangguan transmisi COVID-19, karena tindakan pengamanan yang ketat, termasuk isolasi kasus, karantina kontak, dan pembatasan ketat pada pergerakan pribadi (lampiran hal. 26-30), serta untuk peningkatan kesadaran dan perubahan perilaku populasi.
Pada awal epidemi, COVID-19 kasus sebagian besar diamati di antara orang lanjut usia.12 Ketika epidemi berlanjut, kami mengamati peningkatan lebih lanjut dalam jumlah kasus di antara orang-orang berusia 65 tahun dan lebih tua, serta peningkatan di antara individu yang lebih muda ( <18 tahun). Namun sejak 28 Januari 2020, proporsi kasus yang dikonfirmasi pada orang yang berusia di bawah 18 tahun masih hanya sekitar 5%, meskipun kelompok usia ini mewakili sekitar 20% dari populasi Cina.13 Dari data yang tersedia di sini, itu adalah tidak mungkin untuk memastikan apakah individu yang lebih muda memiliki risiko infeksi yang berkurang atau kecenderungan yang meningkat untuk hasil klinis infeksi yang lebih ringan (sehingga mengakibatkan tingkat deteksi yang lebih rendah). Sekolah-sekolah di Cina ditutup untuk sebagian besar epidemi karena liburan Tahun Baru Imlek 2020; 14 studi yang dilakukan15 menunjukkan bahwa anak-anak mencatat jumlah kontak terbesar di antara semua kelompok umur pada hari kerja biasa karena kontak di sekolah, ada kemungkinan bahwa anak-anak kurang terekspos daripada normal selama ini. Tidak jelas apakah hari libur sekolah nasional berkontribusi pada proporsi rendah kasus COVID-19 yang dikonfirmasi di antara individu usia sekolah dan apakah pembukaan kembali sekolah akan menyebabkan perubahan dalam pola transmisi COVID-19.16
Pada awal epidemi, sebagian kecil kasus COVID-19 yang tidak proporsional adalah laki-laki.12 Namun, pada 17 Februari 2020, kami mengamati tentang jumlah kasus yang sama antara laki-laki dan perempuan (51% kasus adalah laki-laki). Temuan ini menunjukkan paparan diferensial berdasarkan jenis kelamin yang terjadi pada awal epidemi (kebanyakan kasus melaporkan kemungkinan terpapar ke pasar langsung karena mereka adalah pemilik toko, atau bekerja di atau mengunjungi pasar langsung17, 18) atau kemungkinan bias dalam mendeteksi yang pertama. beberapa kasus.
Di provinsi di luar Hubei, kami memperkirakan masa inkubasi rata-rata adalah 5 · 2 hari, sesuai dengan penelitian sebelumnya, 5, 19, 20, 21 meskipun perkiraan antara 4 · 0 dan 6 · 7 hari telah dilaporkan.22, 23 Persentil ke-95 dari distribusi (10 · 5 hari) menunjukkan pelacakan kontak dan pengamatan medis terhadap kontak orang dengan COVID-19 penting untuk mendeteksi individu dengan masa inkubasi yang panjang. Di provinsi-provinsi ini, interval serial rata-rata adalah 5 · 1 hari (95% CI 1 · 3–11 · 6). Perkiraan ini jauh lebih pendek dari perkiraan sebelumnya (7 · 5 hari) yang berasal dari analisis enam pengamatan interval serial di Wuhan.5 Mengingat bahwa jumlah reproduksi dasar secara positif terkait dengan tingkat pertumbuhan epidemi dan panjangnya. Interval serial, 8 Interval serial rata-rata yang lebih pendek yang diestimasi di sini menyiratkan bahwa transmisibilitas mungkin tidak setinggi perkiraan awal. Kami tidak dapat mengesampingkan, bagaimanapun, bahwa interval serial mungkin berbeda antara Wuhan dan provinsi Cina lainnya. Perkiraan singkat dari interval serial yang kami peroleh mungkin terkait dengan perkiraan singkat untuk interval dari onset gejala sampai masuk rumah sakit (dengan rata-rata sekitar 2 · 6 hari sejak 28 Januari) untuk daratan Cina di luar Hubei. Keterlambatan masuk lagi dilaporkan di Wuhan pada fase awal wabah, 5 yang bisa mendorong interval serial yang lebih lama. Harus ditekankan juga bahwa perkiraan interval serial berdasarkan kelompok rumah tangga mungkin hingga 20% lebih pendek dari nilai sebenarnya, seperti yang disarankan oleh studi teoritis.
Kami memperkirakan bahwa interval serial sekitar selama masa inkubasi, yang secara keseluruhan sesuai dengan estimasi sebelumnya yang independen.5 Temuan ini menunjukkan kemungkinan puncak awal infeksi, dengan kemungkinan transmisi SARS-CoV-2 sebelum timbulnya gejala. Jika dikonfirmasi, keberadaan transmisi presimtomatik yang relevan dapat menghambat upaya kontrol, termasuk pelacakan kontak dan isolasi kasus indeks tepat waktu, serta skrining penumpang di bandara. Sebaliknya, strategi berdasarkan jarak sosial, seperti membatasi pertemuan massal dan kontak di tempat kerja dan di sekolah, mungkin masih efektif.15, 24, 25 Bukti terakumulasi untuk menunjukkan kemungkinan penularan selama fase inkubasi.25, 26 , 27, 28, 29, 30, 31 Perlu dicatat juga bahwa perkiraan kami tentang periode inkubasi dan interval serial didasarkan pada analisis data cluster, yang kami asumsikan bahwa risiko infeksi dari masyarakat dapat diabaikan dibandingkan dengan yang dari individu yang terinfeksi dalam cluster. Meskipun asumsi ini tampaknya masuk akal mengingat intensitas pelacakan kontak, transmisi komunitas tidak dapat sepenuhnya dikesampingkan.
Hasil yang disajikan sejauh ini mendukung perubahan dalam karakteristik epidemiologi dari wabah COVID-19 dari waktu ke waktu dan ketika epidemi meluas ke beberapa lokasi. Banyak dari distribusi waktu-keterlambatan epidemiologis utama berbeda dari yang dilaporkan dalam penelitian yang berfokus pada dinamika transmisi awal COVID-19 di Wuhan.5 Perbedaan ini mungkin merupakan konsekuensi dari peningkatan kesadaran masyarakat dan dokter, perubahan perilaku para pasien. populasi sehubungan dengan gejala penyakit pernapasan, peningkatan kesiapan layanan kesehatan, dan peningkatan kewaspadaan dan respons di seluruh daratan Cina.
Kami memperkirakan bahwa Rt mengikuti pola yang berbeda di seluruh Cina. Kami menemukan bahwa epidemi itu berkelanjutan hanya untuk waktu yang singkat (tidak lebih dari 3 minggu) di provinsi di luar Hubei yang melaporkan sejumlah besar kasus, 32 dan memperkirakan bahwa, sejak akhir Januari, 2020, Rt telah di bawah ambang epidemi di semua provinsi yang diteliti. Temuan ini konsisten dengan penurunan bertahap dalam jumlah kasus COVID-19 yang terdeteksi yang dilaporkan di seluruh Tiongkok dan menunjukkan efek menguntungkan dari kebijakan intervensi kesehatan masyarakat yang ketat yang diterapkan di Cina. Secara khusus, langkah-langkah pelonggaran sosial yang ketat dilaksanakan di semua provinsi Cina yang dianalisis dan termasuk manajemen masyarakat yang dekat (misalnya, isolasi kasus dan karantina rumah tangga dari kontak dekat), penangguhan kegiatan publik, pembatasan lalu lintas, dan penutupan sekolah. Daftar lengkap dan jadwal waktu dari intervensi yang dilaksanakan di setiap lokasi yang dianalisis dilaporkan dalam lampiran (26-30).
Harus ditekankan bahwa keefektifan tindakan penahanan hanya berlaku saat mereka ada, dan relaksasi intervensi kesehatan masyarakat atau perubahan substansial dalam perilaku manusia dapat menyebabkan peningkatan penularan selanjutnya. Selain itu, temuan kami didasarkan pada analisis sembilan provinsi yang paling terkena dampak di daratan Tiongkok di luar Hubei. Oleh karena itu, walaupun tidak mungkin, ada kemungkinan provinsi lain yang hanya melaporkan beberapa kasus masih memiliki wabah yang berkelanjutan. Akhirnya, kontribusi infeksi asimptomatik dan asimptomatik pada penularan COVID-19 masih belum jelas, seperti halnya jumlah penularan asimptomatik atau presimptomatik yang ditangkap dalam kumpulan data yang ada.28, 29, 30, 31, 33, 34
Studi ini rentan terhadap keterbatasan yang biasa terkait dengan analisis wabah penyakit menular yang berkembang cepat, termasuk bias karena kepastian kasus, pengambilan sampel yang tidak homogen dari waktu ke waktu dan berdasarkan lokasi, serta korelasi yang tersembunyi dan tidak berubah. Dengan demikian, ketidakpastian mungkin lebih besar dari perkiraan. Perkiraan Rt kami paling kuat, ketika mengasumsikan bahwa kurang pelaporan dan frekuensi transmisi asimptomatik atau presimptomatik tetap konstan.
Perkiraan kami, bagaimanapun, sensitif terhadap perubahan yang ditandai dalam tingkat pelaporan dan dalam proporsi infeksi SARS-CoV-2 yang mengarah pada gejala yang dapat diidentifikasi secara klinis. Catatan individual diambil dari sumber data yang berbeda dan dengan demikian dapat dipengaruhi oleh perbedaan geografis dalam pengambilan sampel kasus dengan pajanan spesifik (misalnya infeksi yang diimpor atau didapat secara lokal) dan tanggal timbulnya gejala yang tersedia.
Namun, kami membandingkan data kami untuk kota Shenzhen, provinsi Hunan, dan provinsi Shandong dengan daftar jalur resmi dan menemukan dataset memiliki kualitas yang sama. Juga harus ditekankan bahwa definisi kasus telah diubah beberapa kali sejak awal epidemi, dan khususnya, diperluas pada 27 Januari. Oleh karena itu, karena berpotensi lebih banyak kasus diidentifikasi sejak perubahan dalam definisi kasus ini, perkiraan kami untuk Rt harus dianggap sebagai batas atas (lampiran hlm. 25, 26). Temuan ini memberikan dukungan lebih lanjut untuk kesimpulan kami bahwa Rt telah menurun sejak akhir Januari.
Terlepas dari keterbatasan ini, daftar garis pasien yang diperbarui secara real-time seperti yang kami susun sangat penting untuk menilai epidemiologi dan dinamika transmisi patogen yang muncul, menginformasikan kesadaran situasional, dan mengoptimalkan respons terhadap wabah. Sejak 20 Januari 2020, Komisi Kesehatan Nasional China telah memasukkan COVID-19 sebagai penyakit yang dapat diberitahukan.35 Pemerintah Cina telah berkomitmen untuk pengungkapan informasi COVID-19 yang tepat waktu, sebuah keputusan yang sangat dipuji oleh WHO.36 Dengan demikian, kesehatan setempat komisi dan sumber data resmi, dari mana data individu kami berasal, diberi wewenang untuk mengeluarkan informasi waktu-nyata tentang penyelidikan epidemiologis pada kasus COVID-19. Data yang dikumpulkan untuk analisis ini mewakili sumber informasi yang berharga dan menyoroti pentingnya catatan yang tersedia untuk umum.
Sebagai kesimpulan, penelitian kami memberikan gambaran rinci tentang perubahan epidemiologi dan dinamika transmisi COVID-19 di daratan Cina di luar provinsi Hubei. Temuan kami menunjukkan perlambatan wabah COVID-19 di daratan Cina (di luar provinsi Hubei), menunjukkan bahwa langkah-langkah awal yang diambil untuk menghentikan transmisi COVID-19 mungkin efektif. Namun, epidemi belum terkendali, dan sebagian besar penduduk masih rentan. Lintasan wabah di Tiongkok dan sekitarnya akan tergantung pada efektivitas kebijakan pengendalian dan perilaku manusia dalam beberapa bulan mendatang.
Kontributor
MA dan HY merancang eksperimen. JZ, WW, YW, XD, XingC, MeL, WZ, XW, LY, XinhC, QW, dan YL mengumpulkan data. JZ, MaL, WW, YW, XD, dan MA menganalisis data. JZ, MaL, WW, JY, KS, IML, MEH, PW, BJC, SM, CV, AV, MA, dan HY menginterpretasikan hasilnya. MA dan HY menulis Artikel. JZ, MaL, XW, JY, MEH, PW, BJC, CV, dan AV mengedit dan merevisi Artikel.
Deklarasi kepentingan
BJC telah menerima honor dari Roche dan Sanofi Pasteur. AV telah menerima dana dari Metabiota. HY telah menerima dana penelitian dari Sanofi Pasteur, GlaxoSmithKline, Perusahaan Farmasi Yichang HEC Changjiang, dan Perusahaan Farmasi Shanghai Roche. Semua penulis lain menyatakan tidak ada minat bersaing.
Berbagi data
Daftar garis individual yang dianalisis dalam penelitian ini tersedia online.
Ucapan Terima Kasih
Kami berterima kasih kepada Wenkai Yang, Jingyuan Feng, Jialu Cheng, Qiuyi Xu, Haixin Ju, Xufang Bai, Zi Yu, Zhang Yumin, Wei Guo, Zeyao Zhao, Xin Chen, Sihong Zhao, Rong Du, Jiaxian Chen, Jiangnan Li, Geshu Zhang, Hong Peng, Xin Shen, Zeyu Li, dan Yuheng Feng dari Universitas Fudan (Shanghai, Cina) karena membantu dalam pengumpulan data. Kami berterima kasih kepada Nicole Samay atas bantuannya dalam mempersiapkan angka-angka. HY mengakui dukungan keuangan dari National Science Fund untuk Cendekiawan Muda yang Terhormat (nomor 81525023), Proyek Darurat Kunci Komite Sains dan Teknologi Shanghai (nomor 20411950100), dan Proyek Utama Sains dan Teknologi Nasional Cina (nomor 2018ZX10201001-010, 2018ZX10713001– 007, dan 2017ZX10103009–005). MEH mengakui dukungan finansial dari Institut Nasional Ilmu Kedokteran Umum (U54-GM111274). SM dan MA mengakui dukungan keuangan dari proyek MOOD Komisi Eropa Cakrawala 2020.
Catatan editorial: Grup Lancet mengambil posisi netral sehubungan dengan klaim teritorial dalam peta yang diterbitkan dan afiliasi kelembagaan.
Sumber translate : https://www.thelancet.com/