Sekcja uaktualnia analizę śmiertelności wśród przypadków zdiagnozowanych (ang. case fatality rate). Opracowanie zostało uzupełnione o analizę wg wieku, płci i okresu, w którym zostały zdiagnozowane przypadki.
Metoda oparta jest na analizie jednostkowych danych o zakażonych zbieranych w systemie SRWE. Analiza została przeprowadzona metodą competing risks[1][2], stanowiącą uogólnienie klasycznych metod Kaplana-Meiera analiz przeżycia na sytuację, w której status chorego na zakończeniu obserwacji opisywany jest więcej niż dwoma stanami. W metodach klasycznych może to być wystąpienie interesującego nas zdarzenia lub jego brak. W metodzie competing risks może to być (w naszym wypadku) zgon, wyzdrowienie lub brak wystąpienia jednego z tych dwóch zdarzeń. Oszacowanie śmiertelności uzyskuje się, biorąc pod uwagę zarówno prawdopodobieństwo zgonu, jak i wyzdrowienia. Na podstawie danych zebranych w systemie SRWE na dzień 2.06.2020 oszacowano wartość śmiertelności na 5,90% ze wzoru:
CFR = Θ0/(Θ0 + Θ1)
gdzie Θ0 - prawdopodobieństwo zgonu, a Θ1 - prawdopodobieństwo wyzdrowienia w czasie od diagnozy do maksymalnego czasu obserwacji.
Śmiertelność w grupie wieku 66-75 była 12.43 (95% p.u. 9.47-16.32) razy wyższa, a w grupie 76 lat i powyżej 25.68 (95% p.u. 20.12-32.78) - niż w grupie 0 - 65 lat, co jest zgodne z obserwacjami w innych krajach. Podobnie śmiertelność jest wyższa wśród mężczyzn niż wśród kobiet (HR 1.61, 95% p.u. 1.33-1.95).
Dodatkowo obserwuje się spadek śmiertelności w czasie, również w poszczególnych grupach wiekowych (Tabela). Wśród możliwych hipotez wyjaśniających to zjawisko, można wymienić intensyfikację testowania, wskutek której wykrywanych jest więcej przypadków o łagodniejszym przebiegu. Prawdopodobna jest również hipoteza o opóźnieniach w raportowaniu zgonów, wskutek czego śmiertelność w ostatnim okresie jest niedoszacowana.
| Cały zbiór | Grupa wieku [0,65] | Grupa wieku (65,75] | Grupa wieku Powyżej 75 | ||||||
| HR | 95% P.U. | HR | 95% P.U. | HR | 95% P.U. | HR | 95% P.U. | ||
| Wiek (lata) | do 65 (ref) | 1.00 | |||||||
| 66-75 | 12.43 | 9.47-16.32 | |||||||
| 76 i starsi | 25.68 | 20.12-32.78 | |||||||
| Płeć | Kobiety (ref) | 1.00 | |||||||
| Mężczyźni | 1.61 | 1.33-1.95 | 2.23 | 1.44-3.43 | 1.63 | 1.13-2.35. | 1.40 | 1.06-1.84 | |
| Okres | przed 15.03 | 1.67 | 1.15-2.41 | 1.75 | 0.89-3.43 | 1.99 | 1.07-3.69 | 1.22 | 0.67-2.20 |
| 15.03-31.03 (ref) | 1.00 | ||||||||
| 01.04-15.04 | 0.74 | 0.58-0.93 | 0.80 | 0.49-1.29 | 0.69 | 0.44-1.10 | 0.73 | 0.52-1.02 | |
| 16.04-30.04 | 0.75 | 0.58-0.96 | 0.39 | 0.19-0.80 | 0.88 | 0.55-1.41 | 0.81 | 0.58-1.13 | |
| 01.05-31.05 | 0.25 | 0.14-0.44 | 0.29 | 0.12-0.75 | 0.24 | 0.09-0.67 | 0.21 | 0.08-0.59 | |
[1] A. C. Ghani et al., “Methods for Estimating the Case Fatality Ratio for a Novel, Emerging Infectious Disease,” American Journal of Epidemiology, vol. 162, no. 5, 2005
[2] Fine JP and Gray RJ (1999) A proportional hazards model for the subdistribution of a competing risk. JASA 94:496-509.