Per valutare il potenziale impatto dell'uso dei tamponi abbiamo confrontato le regioni Veneto e Piemonte che hanno seguito modelli diversi.
In particolare, abbiamo provato ad applicare al Piemonte il modello Veneto.

La Figura 1 mostra che sulla base dei totale casi Piemonte e Veneto dovrebbero avere circa lo stesso numero di ospedalizzazioni: nella seguente figura questo è rappresentato dalle due curve rossa e verde quasi sovrapposte.
Eppure se visualizziamo sul grafico anche il dato reale degli ospedalizzati, osserviamo che in Piemonte (circoletti rossi) questo è molto più elevato che per il Veneto.

Se nel modello inseriamo anche il numero di tamponi effettuati nel corso del tempo, come riportato in Figura 2, osserviamo che il modello Veneto predice con una buona approssimazione le ospedalizzazioni in Piemonte, andando spiegare quindi la differenza osservata.

Abbiamo utilizzato un modello di Poisson con una spline naturale di grado 3 sui giorni e una interazione tamponi x giorni. E' stato inserito come offset la popolazione residente.

L'Istituto Nazionale di Statistica (Istat) ha messo a disposizione su proprio sito web (https://www.istat.it/it/archivio/240401) i risultati della rilevazione della mortalità effettuata in 1084 comuni italiani, con dati aggiornati al 21 marzo 2020.¹ I comuni veneti inclusi in questo archivio sono 122.

Come comunicato sul sito dell'Istat, sono stati considerati i comuni che "presentano almeno dieci decessi da gennaio al 28 marzo 2020 (perché meno esposti a eccessive variazioni nei dati giornalieri) e che hanno fatto registrare un aumento dei morti pari o superiore al 20 percento nei primi 21 o 28 giorni di marzo 2020, rispetto al dato medio dello stesso periodo degli anni 2015-2019". Il criterio di selezione introdotto da ISTAT porta ad una sovrastima dell'aumento di mortalità per cui i dati che presentiamo devono essere intesi come i valori massimi prevedibili.

La mortalità complessiva costituisce un indicatore estremamente rilevante perché è poco suscettibile ad errori o difformità di valutazione e tiene conto sia della mortalità direttamente indotta da una patologia sia della mortalità causata in modo indiretto, ad esempio per le possibili difficoltà nell'accesso ai servizi ospedalieri per persone affette da altre patologie.

La mortalità complessiva inoltre non risente di quesiti diagnostici o di difficoltà nella codifica delle cause di morte e quindi è una utile base su cui andrà costruita la valutazione più dettagliata degli effetti della epidemia di COVID-19 in atto.

I dati sono forniti da Istat in diverse tabelle, accessibili e scaricabili dal sito istituzionale, che consentono una immediata lettura e che possono anche essere utilizzate per la preparazione di ulteriori analisi. Abbiamo utilizzato questa seconda opportunità per preparare alcune analisi descrittive, che sono presentate essenzialmente sotto forma di grafici, per illustrare l'andamento della mortalità complessiva per area geografica, sesso, classe di età e periodo.

Si tratta di analisi preliminari, finalizzate alla condivisione di informazioni in un momento di emergenza, che saranno migliorate ed approfondite nel prossimo periodo. In particolare l'obiettivo attuale è limitato alla presentazione ragionata dei valori assoluti e dei coefficienti di variazione percentuali. Saranno condotte analisi supplementari per giungere ad una migliore modellizzazione dei trend e per arricchire gli indici dei relativi intervalli di confidenza.

Le analisi sono state condotte per rispondere ai seguenti quesiti:

• Di quale entità è la variazione di mortalità osservata confrontando il periodo tra il 1 ed il 21 marzo 2019 con il periodo tra il 1 ed il 21 marzo 2020?
• La variazione osservata come è distribuita in relazione al sesso, alla classe di età ed alla provincia di residenza?
• Estendendo la valutazione agli anni precedenti, partendo dal 2015, esistono variazioni tra i diversi anni e di quale entità, sempre considerando, classe di età e provincia di residenza?
• A partire da quale settimana di rilevazione (considerando il periodo dal 1 gennaio 2020 al 21 marzo 2020) è osservabile una variazione della mortalità complessiva?

In relazione all'aggregazione dei dati nelle tabelle fornite da Istat e alla numerosità dei dati osservati alcune variabili sono state raggruppate in categorie più ampie, come indicato nella presentazione dei risultati delle diverse analisi.

Di quale entità è la variazione di mortalità osservata confrontando il periodo tra il 1 e il 21 marzo 2019 con il periodo tra il 1 e il 21 marzo 2020? La variazione osservata come è distribuita in relazione al sesso, alla classe di età e alla provincia di residenza?

L'indicatore della variazione percentuale tra il numero di morti osservate nel periodo dal 1 al 21 marzo 2019 e nel corrispondente periodo del 2020 è stato calcolato a partire dai dati aggregati per provincia, sesso e classe di età. In questo caso l'aggregazione per provincia comprende soltanto i comuni di cui Istat ha messo a disposizione i dati.Sono state usate le categorizzazioni presenti nella tabella fornita dall'Istat (https://www.istat.it/it/files//2020/03/Tavola-sintetica-decessi.xlsx). Le classi di età considerate sono: 65-74 anni, 75-84 anni, 85 anni e oltre, già presenti nei dati.

L'indice di variazione percentuale è calcolato come:

variazione_% = 100 * ( numero decessi₂₀₂₀ -- numero decessi₂₀₁₉ ) / numero decessi₂₀₁₉

L'indice è presente nella tabella dei dati originali calcolato a livello comunale. In queste analisi è stato calcolato con aggregazione provinciale, per ridurre la variabilità conseguente alle fluttuazioni casuali che sono particolarmente marcate nel caso di comuni di piccole dimensioni, che costituiscono una parte rilevante della base dati. Sono riportati i numeri assoluti di decessi, per ciascuna provincia e le variazioni percentuali dal 2019 al 2020, nel periodo considerato.²

L'analisi è stata condotta anche separatamente per classe di età, e per sesso, i risultati sono presentati nei grafici seguenti (figura 1 e figura 2):

Nella lettura del valore di variazione percentuale occorre tenere conto della numerosità delle morti, che è molto diversa tra le province a causa della diversa numerosità del campione. In alcune province una variazione appare importante ma è causata da piccoli numeri di morti in più o in meno (Tabella 1).

Estendendo la valutazione agli anni precedenti, partendo dal 2015, esistono variazioni tra i diversi anni e di quale entità, sempre considerando, classe di età e provincia di residenza?

La base dati messa a disposizione consente di valutare l'andamento della mortalità negli anni precedenti, a partire dal 2015. Sono stati usati i dati presentati nella tabella https://www.istat.it/it/files//2020/03/dati-comunali-settimanali-ANPR-1.zip Le analisi saranno approfondite in futuro valutando più appropriatamente l'andamento della mortalità nel periodo 2015-2020 anche con metodi di modellizzazione.

I decessi nei comuni relativi all'indagine Istat sono stati sommati assieme al fine di ottenere un dato provinciale. Il grafico che segue (figura 3) presenta il numero totale di morti nel periodo 2015-2020 per provincia.

I grafici seguenti (figura 4) presentano il confronto della mortalità negli anni dal 2015 al 2020, per provincia e classe di età. Il numero di decessi nei comuni relativi all'indagine Istat sono stati sommati assieme al fine di ottenere un dato provinciale. Le classi di età sono state definite sulla base dei raggruppamenti con cui sono presentati i dati originali, e precisamente: fino a 64 anni (ottenuto sommando le due classi presenti nella tabella originale 0-14 e 15-64), da 65 a 74, 75 e oltre.

Si ricorda che i grafici presentano i numeri assoluti e quindi le differenze tra le province riflettono in primo luogo la dimensione dei comuni coinvolti dall'indagine Istat per provincia.

In quale settimana di rilevazione (considerando il periodo dal 1 gennaio 2020 al 21 marzo 2020) è osservabile una variazione della mortalità complessiva?

Per contribuire alla risposta a questo quesito sono stati usati i dati relativi ai 122 comuni veneti riportati nella tabella https://www.istat.it/it/files//2020/03/dati-comunali-settimanali-ANPR-1.zip, limitatamente ai dati per il periodo 1 gennaio -- 21 marzo 2020. Nella tabella tali dati sono presentati suddivisi a ritroso in periodi di 7 giorni. Così facendo il primo periodo va da 1 al 10 gennaio e quindi non è confrontabile con i successivi perché comprende 11 giorni di osservazione. In questa fase si è deciso pertanto di escluderlo e di partire dal secondo periodo, che ha inizio il 12 gennaio 2020. I grafici seguenti (figura 5) presentano l'andamento per classe di età e provincia. I grafici riportano sull'asse orizzontale la data di inizio dei diversi periodi settimanali.

¹ Per maggiori informazioni sulla rilevazione si rimanda alla metodologia descritta da Istat.
² Un indice del 100% indica che la mortalità è raddoppiata tra i due periodi a confronto.

L'Istituto Nazionale di Statistica (Istat) ha messo a disposizione su proprio sito web (https://www.istat.it/it/archivio/240401) i risultati della rilevazione della mortalità effettuata in 1084 comuni italiani, con dati aggiornati al 21 marzo 2020.¹

Come comunicato sul sito dell'Istat, sono stati considerati i comuni che "presentano almeno dieci decessi da gennaio al 28 marzo 2020(perché meno esposti a eccessive variazioni nei dati giornalieri) e che hanno fatto registrare un aumento dei morti pari o superiore al 20 percento nei primi 21 o 28 giorni di marzo 2020, rispetto al dato medio dello stesso periodo degli anni 2015-2019". Il criterio di selezione introdotto da ISTAT porta ad una sovrastima dell'aumento di mortalità per cui i dati che presentiamo devono essere intesi come i valori massimi prevedibili.

In sintesi sono compresi nella rilevazione 1084 comuni che includono complessivamente 6.177.016 uomini e 6.496.805 donne, così distribuiti per regione di residenza. La rappresentazione è diversa nelle diverse regioni (Tabella 1).

La mortalità complessiva costituisce un indicatore estremamente rilevante perchè poco suscettibile a errori o difformità di valutazione e tiene conto sia della mortalità direttamente indotta da una patologia sia della mortalità causata in modo indiretto, a esempio per le possibili difficoltà nell'accesso ai servizi ospedalieri per persone affette da altre patologie.

La mortalità complessiva inoltre non risente di quesiti diagnostici o di difficoltà nella codifica delle cause di morte e quindi è una utile base su cui andrà costruita la valutazione più dettagliata degli effetti della epidemia di COVID-19 in atto.

I dati sono forniti da Istat in diverse tabelle, accessibili e scaricabili dal sito istituzionale, che consentono una immediata lettura e che possono anche essere utilizzate per la preparazione di ulteriori analisi. Abbiamo utilizzato questa seconda opportunità per preparare alcune analisi descrittive, che sono presentate essenzialmente sotto forma di grafici, per illustrare l'andamento della mortalità complessiva per area geografica, sesso, classe di età e periodo.

Si tratta di analisi preliminari, finalizzate alla condivisione di informazioni in un momento di emergenza, che saranno migliorate ed approfondite nel prossimo periodo. In particolare l'obiettivo attuale è limitato alla presentazione ragionata dei valori assoluti e dei coefficienti di variazione percentuali. Saranno condotte analisi supplementari per giungere a una migliore modellizzazione dei trend e per arricchire gli indici dei relativi intervalli di confidenza.

Le analisi sono state condotte per rispondere ai seguenti quesiti:

• Di quale entità è la variazione di mortalità osservata confrontando il periodo tra il 1 ed il 21 marzo 2019 con il periodo tra il 1 ed il 21 marzo 2020?
• La variazione osservata come è distribuita in relazione al sesso, alla classe di età ed alla regione di residenza?
• Estendendo la valutazione agli anni precedenti, partendo dal 2015, esistono variazioni tra i diversi anni e di quale entità, sempre considerando sesso, classe di età e regione di residenza?
• A partire da quale settimana di rilevazione (considerando il periodo dal 1 gennaio 2020 al 21 marzo 2020) è osservabile una variazione della mortalità complessiva?

In relazione all'aggregazione dei dati nelle tabelle fornite da Istat e alla numerosità dei dati osservati alcune variabili sono state raggruppate in categorie più ampie, come indicato nella presentazione dei risultati delle diverse analisi.

Di quale entità è la variazione di mortalità osservata confrontando il periodo tra il 1 e il 21 marzo 2019 con il periodo tra il 1 e il 21 marzo 2020?. La variazione osservata come è distribuita in relazione al sesso, alla classe di età e alla regione di residenza?

L'indicatore della variazione percentuale tra il numero di morti osservate nel periodo dal 1 al 21 marzo 2019 e nel corrispondente periodo del 2020 è stato calcolato a partire dai dati aggregati per regione, sesso e classe di età. In questo caso l'aggregazione per regione comprende soltanto i comuni di cui Istat ha messo a disposizione i dati. Sono state usate le categorizzazioni presenti nella tabella fornita dall'Istat (https://www.istat.it/it/files//2020/03/Tavola-sintetica-decessi.xlsx). Le classi di età considerate sono: 65-74 anni, 75-84 anni, 85 anni e oltre, già presenti nei dati.

L'indice di variazione percentuale è calcolato come:

variazione_% = 100 * ( numero decessi₂₀₂₀ -- numero decessi₂₀₁₉ ) / numero decessi₂₀₁₉

L'indice è presente nella tabella dei dati originali calcolato a livello comunale. In queste analisi è stato calcolato con aggregazione regionale, per ridurre la variabilità conseguente alle fluttuazioni casuali che sono particolarmente marcate nel caso di comuni di piccole dimensioni, che costituiscono una parte rilevante della base dati. Sono riportati i numeri assoluti di decessi, il numero di comuni inclusi nella rilevazione per ciascuna regione e le variazioni percentuali dal 2019 al 2020, nel periodo considerato.²

L'analise è stata condotta anche separatamente per classe di età, e per sesso, i risultati sono presentati nei grafici seguenti (figura 1 e figura 2):

Aggregando per regione i dati dei comuni selezionati dall'Istat, tutte le regioni presentano un aumento di entità variabile nelle due classi di età più avanzate e la maggioranza delle regioni presenta anche un aumento nella prima classe di età, da 65 a 74 anni. Nella lettura del valore di variazione percentuale occorre tenere conto della numerosità delle morti, che è molto diversa tra le regioni a causa della diversa numerosità del campione. In alcune regioni una variazione appare importante ma è causata da piccoli numeri di morti in più o in meno (Tabella 2).

Estendendo la valutazione agli anni precedenti, partendo dal 2015, esistono variazioni tra i diversi anni e di quale entità, sempre considerando sesso, classe di età e regione di residenza?

La base dati messa a disposizione consente di valutare l'andamento della mortalità negli anni precedenti, a partire dal 2015. Sono stati usati i dati presentati nella tabella https://www.istat.it/it/files//2020/03/dati-comunali-settimanali-ANPR-1.zip Le analisi saranno approfondite in futuro valutando più appropriatamente l'andamento della mortalità nel periodo 2015-2020 anche con metodi di modellizzazione, comunque l'ispezione dei dati con metodi descrittivi consente di apprezzare come limitata la variabilità nel numero di decessi nel periodo 2015 - 2019, sia complessivamente sia nelle disaggregazioni per sesso e classe di età.

I decessi nei comuni relativi all'indagine Istat sono stati sommati assieme al fine di ottenere un dato regionale. I grafici che seguono (figura 3) presentano il numero totale di morti nel periodo 2015-2020 per regione. Le regioni sono state aggregate in due gruppi per migliorare la leggibilità dei grafici, corrispondenti alla classificazione Istat con le regioni del Nord e con le regioni del Centro-Sud-Isole.

I grafici seguenti (figura 4) presentano il confronto della mortalità negli anni dal 2015 al 2020, per regione e classe di età. Il numero di decessi nei comuni relativi all'indagine Istat sono stati sommati assieme al fine di ottenere un dato regionale. Le classi di età sono state definite sulla base dei raggruppamenti con cui sono presentati i dati originali, e precisamente: fino a 64 anni (ottenuto sommando le due classi presenti nella tabella originale 0-14 e 15-64), da 65 a 74, 75 e oltre.

Si ricorda che i grafici presentano i numeri assoluti e quindi le differenze tra le regioni riflettono in primo luogo la dimensione dei comuni coinvolti dall'indagine Istat per regione.

In quale settimana di rilevazione (considerando il periodo dal 1 gennaio 2020 al 21 marzo 2020) è osservabile una variazione della mortalità complessiva?

Per contribuire alla risposta a questo quesito sono stati usati i dati relativi ai 1084 comuni riportati nella tabella https://www.istat.it/it/files//2020/03/dati-comunali-settimanali-ANPR-1.zip, limitatamente ai dati per il periodo 1 gennaio -- 21 marzo 2020. Nella tabella tali dati sono presentati suddivisi a ritroso in periodi di 7 giorni. Così facendo il primo periodo va da 1 al 10 gennaio e quindi non è confrontabile con i successivi perché comprende 11 giorni di osservazione. In questa fase si è deciso pertanto di escluderlo e di partire dal secondo periodo, che ha inizio il 12 gennaio 2020. I grafici seguenti (figura 5 e figura 6) presentano l'andamento per classe di età, sesso e regione. Le classi ed i raggruppamenti regionali adottati per rendere più agevole l'esame dei risultati sono gli stessi adottati per le analisi precedenti. I grafici riportano sull'asse orizzontale la data di inizio dei diversi periodi settimanali.

Si osserva da queste analisi che vi è un aumento della mortalità generale a partire dalla settimana del 1 marzo in particolare nelle regioni maggiormente interessate dall'epidemia, ed in particolare in Lombardia. Si ricorda che è stato incluso in queste analisi il campione di comuni selezionato dall'Istat.

¹ Per maggiori informazioni sulla rilevazione si rimanda alla metodologia descritta da Istat.
² Un indice del 100% indica che la mortalità è raddoppiata tra i due periodi a confronto.

Sono stati analizzati i dati relativi al numero di casi positivi, al numero di tamponi effettuati, al numero di ospedalizzazioni, al numero di casi di terapia intensiva e al numero di decessi compresi nell'arco temporale dal 28 febbraio 2020 al 30 marzo 2020 nelle regioni Piemonte e Veneto.

Le due regioni hanno adottato approcci diversi nell'utilizzo del tampone naso-faringeo; il Piemonte ha applicato da subito le direttive del Consiglio Superiore di Sanità e nelle prime fasi dell'epidemia ha sottoposto a tampone solamente le persone che presentavano segni clinici da covid-19, ma che al contempo avessero i criteri epidemiologici (contatto con soggetto proveniente dalle zone a rischio); la regione Veneto, di sua iniziativa, ha ritenuto di sottoporre al tampone tutti i pazienti che presentavano sintomi da covid-19 e, probabilmente, i relativi contatti. Questo differente modus operandi ha portato nelle prime fasi dell'epidemia (dal 28 febbraio al 8 marzo 2020) a evidenziare maggiori casi nella Regione Veneto (Figura 1).

In data 8 marzo 2020 è stata dichiarata la zona rossa estesa a tutta Italia con conseguente lock-down (progressivo) della circolazione e delle attività.

Sebbene in una prima fase (circa una settimana) si sia continuato a vedere un numero inferiore di casi in Piemonte, le curve del numero di ospedalizzazioni delle due regioni, prese in esame, hanno subito una netta biforcazione a carico della Regione Piemonte, in cui si è osservato un aumento significativo dei pazienti ospedalizzati (Figura 2), e parimenti anche le curve relative al ricorso alle terapie intensive (Figura 3) e il numero di decessi si sono distanziate nelle due realtà (Figura 4).

La separazione delle curve di ospedalizzazione delle due regioni attorno al 12 marzo (quando il Piemonte ha cominciato a crescere più rapidamente del Veneto, pur avendo apparentemente meno casi) potrebbe essere l'effetto di un ridotto numero di tamponi che ha reso il numero delle persone individuate molto più basso rispetto a quello reale, sovrastimando il dato di letalità (morti per la malattia/numero totale di affetti dalla malattia). La politica del Veneto di fare subito più tamponi, probabilmente stimolata dalla individuazione del primo focolaio di Vo' Euganeo, ha incrementato, per lo meno nella fase iniziale, la possibilità di isolare i positivi, andando così a proteggere le fasce di età più a rischio e riducendo la circolazione del virus ancora prima del lock-down dell'8 marzo. Questa dinamica di separazione delle curve di crescita delle due regioni si è riprodotta sui decessi con uno shift temporale di 5/6 giorni.

Nella fase attuale dell'epidemia questo molto probabilmente comporta che:

1. anche pazienti con sintomi, ma non risultanti positivi vengono lasciati a casa e non avviano precocemente alcuna terapia;
2. quando la situazione peggiora i pazienti si recano in PS dove, se positivi, vengono ricoverati e possono finalmente iniziare una terapia;
3. tuttavia iniziano la terapia più tardivamente di quanto forse necessario per prevenire la progressione verso la ARDS e, probabilmente, l'uso tardivo del tocilizumab ha meno possibilità di successo;
4. con conseguente aumento dei decessi.

La nostra analisi suggerisce che per modificare questa sequenza di eventi e ridurre la necessità di ricovero e soprattutto ottimizzare il ricorso alla terapia intensiva, è necessario implementare il numero delle diagnosi domiciliari, estendendo l'indicazione all'esecuzione del tampone ai pazienti pauci-sintomatici. Questo consentirebbe non solo di ridurre i contagi ma anche di avviare una terapia antiinfiammatoria e/o antivirale a domicilio sotto il controllo di equipe di medici dedicati, con l'intento di prevenire o almeno di attenuare e ritardare la progressione della malattia, ridimensionando la letalità di covid-19. A nostro avviso la gestione integrata tra ospedale e territorio potrebbe essere un approccio vincente.

*Hanno contribuito all'Interpretazione dei dati Carmen Fava, Giuseppe Saglio (Dipartimento di Scienze Cliniche e Biologiche, Università di Torino) e Andrea Ricotti (Dipartimento di Scienze della Sanità Pubblica e Pediatriche, Università di Torino