Un rapporto su The Lancet fornisce le prime stime globali dell'impatto della pandemia di COVID-19 sulla salute mentale nel 2020 e suggerisce che altri 53 milioni di casi di disturbo depressivo maggiore e 76 milioni di casi di disturbi d'ansia erano dovuti alla pandemia. Anche prima della pandemia di COVID-19, il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia - che possono aumentare il rischio di altri esiti per la salute come il suicidio - hanno contribuito in modo determinante al carico globale della malattia, colpendo milioni di uomini e donne di tutte le età in tutto il mondo .
Questo studio è il primo a valutare l'impatto globale della pandemia sul disturbo depressivo maggiore e sui disturbi d'ansia, quantificando la prevalenza e il peso dei disturbi per età, sesso e posizione in 204 paesi e territori nel 2020.
Riepilogo
Sfondo
Prima del 2020, i disturbi mentali erano le principali cause del carico globale relativo alla salute, con i disturbi depressivi e d'ansia che contribuiscono in modo determinante a questo onere. L'emergere della pandemia di COVID-19 ha creato un ambiente in cui molti fattori determinanti della cattiva salute mentale sono esacerbati. La necessità di informazioni aggiornate sugli impatti sulla salute mentale di COVID-19 in un modo che informi le risposte del sistema sanitario è fondamentale. In questo studio, abbiamo mirato a quantificare l'impatto della pandemia di COVID-19 sulla prevalenza e sull'onere del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia a livello globale nel 2020.
Metodi
Abbiamo condotto una revisione sistematica dei dati che riportavano la prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia durante la pandemia di COVID-19 e pubblicati tra il 1 gennaio 2020 e il 29 gennaio 2021. Abbiamo cercato PubMed, Google Scholar, server di prestampa, fonti di letteratura grigia , e consultato esperti. Studi ammissibili hanno riportato la prevalenza di disturbi depressivi o d'ansia che erano rappresentativi della popolazione generale durante la pandemia di COVID-19 e avevano una linea di base pre-pandemica. Abbiamo utilizzato i dati assemblati in una meta-regressione per stimare il cambiamento nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia tra pre-pandemia e metà-pandemia (utilizzando i periodi definiti da ciascuno studio) tramite indicatori di impatto COVID-19 (mobilità umana, tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2 e tasso giornaliero di mortalità in eccesso). Abbiamo quindi utilizzato questo modello per stimare il cambiamento dalla prevalenza pre-pandemica (stimata utilizzando la Meta-Regressione di modelli della malattia versione 2.1 [nota come DisMod-MR 2.1]) in base all'età, al sesso e alla posizione. Abbiamo utilizzato le stime finali della prevalenza e i pesi della disabilità per stimare gli anni vissuti con disabilità e gli anni di vita aggiustati per disabilità (DALY) per il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia.
Risultati
Abbiamo identificato 5683 fonti di dati univoche, di cui 48 soddisfacevano i criteri di inclusione (46 studi soddisfacevano i criteri per il disturbo depressivo maggiore e 27 per i disturbi d'ansia). Due indicatori di impatto COVID-19, in particolare i tassi giornalieri di infezione da SARS-CoV-2 e le riduzioni della mobilità umana, sono stati associati a una maggiore prevalenza del disturbo depressivo maggiore (coefficiente di regressione [
B ] 0,9 [intervallo di incertezza del 95% da 0,1 a 1 ·8; p=0·029] per la mobilità umana, 18·1 [da 7·9 a 28·3; p=0·0005] per l'infezione quotidiana da SARS-CoV-2) e disturbi d'ansia (0·9 [0· da 1 a 1·7; p=0·022] e 13·8 [da 10·7 a 17·0; p<0·0001] Le femmine sono state maggiormente colpite dalla pandemia rispetto ai maschi (
B0,1 [da 0,1 a 0,2; p=0·0001] per il disturbo depressivo maggiore, 0·1 [da 0·1 a 0·2; p=0·0001] per i disturbi d'ansia) e i gruppi di età più giovani sono stati più colpiti rispetto ai gruppi di età più avanzata (da −0·007 [da –0·009 a −0·006; p=0·0001] per il disturbo depressivo maggiore, −0 ·003 [da –0·005 a −0·002; p=0·0001] per i disturbi d'ansia). Abbiamo stimato che le località colpite più duramente dalla pandemia nel 2020, misurate con la diminuzione della mobilità umana e il tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2, hanno avuto i maggiori aumenti nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia. Abbiamo stimato un ulteriore 53·2 milioni (da 44·8 a 62·9) casi di disturbo depressivo maggiore a livello globale (un aumento del 27,6% [da 25·1 a 30·3]) a causa della pandemia di COVID-19, tale che la prevalenza totale era di 3152,9 casi (da 2722,5 a 3654,5) per 100 000 abitanti. Abbiamo anche stimato un ulteriore 76,2 milioni (da 64,3 a 90,6) casi di disturbi d'ansia a livello globale (un aumento del 25,6% [da 23,2 a 28,0]), in modo tale che la prevalenza totale fosse 4802· 4 casi (da 4108·2 a 5588·6) ogni 100 000 abitanti. Complessivamente, il disturbo depressivo maggiore ha causato 49,4 milioni (da 33,6 a 68,7) DALY e i disturbi d'ansia hanno causato 44,5 milioni (da 30,2 a 62,5) DALY a livello globale nel 2020.
Interpretazione
Questa pandemia ha creato una maggiore urgenza di rafforzare i sistemi di salute mentale nella maggior parte dei paesi. Le strategie di mitigazione potrebbero incorporare modi per promuovere il benessere mentale e prendere di mira i determinanti della cattiva salute mentale e gli interventi per curare le persone con un disturbo mentale. Non intraprendere alcuna azione per affrontare il peso del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia non dovrebbe essere un'opzione.
Finanziamento
Queensland Health, National Health and Medical Research Council e Bill and Melinda Gates Foundation.
introduzione
I disturbi mentali sono tra le principali cause del carico sanitario globale. Il Global Burden of Diseases, Injuries, and Risk Factors Study (GBD) 2019 ha mostrato che i due disturbi mentali più invalidanti sono stati i disturbi depressivi e d'ansia, entrambi classificati tra le prime 25 principali cause di onere mondiale nel 2019.
1 , 2 Questo onere è stato elevato per l'intera durata della vita, per entrambi i sessi e in molte località.
2 Forse ancora più importante, dal 1990 non è stata rilevata alcuna riduzione della prevalenza o dell'onere globale per nessuno dei disturbi, nonostante prove convincenti di interventi che ne riducono l'impatto.
3 L'emergere della pandemia di COVID-19 nel 2020 in questo contesto ha sollevato molte domande sugli effetti risultanti sulla salute mentale attraverso i suoi effetti psicologici diretti e le conseguenze economiche e sociali a lungo termine.
4 Il COVID-19 continua a diffondersi nella maggior parte della popolazione mondiale
1 , 2 con significative conseguenze sulla salute e mortalità tra coloro che vengono infettati.
5 Oltre agli effetti diretti del COVID-19, la pandemia ha creato un ambiente in cui sono colpiti anche molti determinanti della salute mentale. Restrizioni sociali, blocchi, chiusure di scuole e imprese, perdita di mezzi di sussistenza, diminuzione dell'attività economica e cambiamento delle priorità dei governi nel tentativo di controllare le epidemie di COVID-19 hanno tutti il potenziale per incidere sostanzialmente sulla salute mentale della popolazione. La necessità di informazioni aggiornate sulla prevalenza globale e sull'onere dei disturbi mentali che incorporino gli impatti sulla salute mentale di COVID-19 in un modo che informi le risposte del sistema sanitario non è mai stata così urgente.
GBD 2020 sta valutando il carico di 370 malattie e lesioni 88 fattori di rischio in 204 paesi e territori. GBD 2020 sta quantificando l'onere utilizzando gli anni di vita aggiustati per la disabilità (DALY), che rappresentano il numero di anni di vita in buona salute persi a causa della mortalità o della disabilità. Qui, come parte di GBD 2020, presentiamo un metodo basato sulle stime del disturbo mentale presentate in GBD 2019 incorporando l'effetto della pandemia COVID-19. Quantifichiamo l'impatto di COVID-19 sulla prevalenza e sull'onere del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia per posizione, età e sesso nel 2020.
Metodi
Panoramica
In primo luogo, abbiamo condotto una revisione sistematica della letteratura per assemblare i dati provenienti da sondaggi che misurano l'effetto di COVID-19 sulla prevalenza di disturbi depressivi e d'ansia. In secondo luogo, abbiamo utilizzato questi dati in una meta-analisi per (1) stimare il cambiamento nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia prima rispetto a durante la pandemia di COVID-19, (2) prevedere (attraverso l'uso di indicatori selezionati di COVID- 19 impatto) il conseguente cambiamento nella prevalenza di ciascun disturbo in tutte le sedi di GBD e (3) tradurre i cambiamenti nella prevalenza nei corrispondenti cambiamenti nelle stime del carico come anni vissuti con disabilità (YLD) e DALY. Una panoramica concettuale di questo processo è mostrata
nell'appendice (p 17). Questo studio è conforme alle raccomandazioni GATHER (Linee guida per la segnalazione di stime sanitarie accurate e trasparenti) (
appendice pp 26–27 )
6 e tutto il
codice utilizzato nelle analisi è reperibile online.
Definizioni di casi
Per garantire la comparabilità nella misurazione, abbiamo utilizzato le definizioni dei casi per il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia utilizzati all'interno del quadro GBD. Queste definizioni aderiscono ai criteri presentati nella revisione del testo della quarta edizione del Manuale diagnostico e statistico dei disturbi mentali (DSM-IV-TR)
7 e la decima Classificazione internazionale delle malattie e dei problemi sanitari correlati (ICD-10).
8 Le definizioni dettagliate dei casi sono
nell'appendice (p 6) .
Origine dei dati
Abbiamo condotto una ricerca sistematica della letteratura per identificare le indagini sulla popolazione che riportano la prevalenza di disturbi depressivi o d'ansia, o entrambi, durante la pandemia di COVID-19. Abbiamo utilizzato le linee guida PRISMA (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses);
9 la nostra checklist PRISMA è in
appendice (pp 28–31 ) e il protocollo di ricerca è stato registrato presso l'International Prospective Register of Systematic Reviews (PROSPERO, CRD42021216590).
Abbiamo cercato fonti di dati pubblicate tra il 1 gennaio 2020 e il 29 gennaio 2021. La ricerca ha comportato ricerche elettroniche della letteratura peer-reviewed utilizzando PubMed, la letteratura grigia (ie, il COVID-19: mappa vivente delle prove di
Eppi -centre ,
The DEPRESSD Project , Google Scholar,
The Neurology and Neuropsychiatry of COVID-19 Blog ,
il database della letteratura dell'OMS COVID 19 ,
COVID-Minds e i server di preprint MedRxiv e PsyArXiv) e la consulenza di esperti. Le stringhe di ricerca per ciascuna ricerca si trovano
nell'appendice (p 5) . Non sono state applicate restrizioni linguistiche.
Gli studi ammissibili hanno riportato la prevalenza di disturbi depressivi o d'ansia durante la pandemia di COVID-19 e avevano una linea di base pre-pandemica. Abbiamo utilizzato le linee temporali per questi periodi come definito da ogni studio. Le indagini sulla prevalenza condotte durante la pandemia non potevano essere incluse senza dati pre-pandemici comparabili (vale a dire, utilizzando lo stesso strumento, posizione e gruppo di età) raccolti dal 2013 per valutare il cambiamento nella prevalenza. Sono stati preferiti gli studi longitudinali che utilizzavano campioni rappresentativi della popolazione generale, ma sono stati inclusi anche studi trasversali se esistevano dati di prevalenza pre-pandemici comparabili. Sono stati preferiti gli studi che utilizzano il campionamento casuale; tuttavia, a causa delle sfide imposte dalla pandemia di COVID-19, c'erano pochi studi di questo tipo. Sono stati inclusi anche gli studi che utilizzano il campionamento delle quote per ricerche di mercato, ma sono stati controllati con una covariata nella nostra analisi. Il campionamento delle quote per ricerche di mercato è una strategia di campionamento non probabilistica in base alla quale i partecipanti sono identificati da un database per abbinare la popolazione di interesse (una discussione sull'uso di queste stime è nel
appendice [p 7] ).
10 I campioni ottenuti con questo metodo potrebbero produrre risultati diversi dalla popolazione generale.
11 , 12 Gli studi che riportavano casi probabili di disturbi depressivi o d'ansia utilizzando misure di screening consolidate sono stati inclusi a causa della scarsità di dati di indagine disponibili durante la pandemia di COVID-19 utilizzando strumenti diagnostici. In questi casi, sono state incluse solo le stime di prevalenza per i casi che hanno raggiunto soglie stabilite per il probabile disturbo depressivo o d'ansia. Abbiamo ipotizzato che la validità predittiva tra casi probabili e casi diagnosticati utilizzando queste misure di screening non fosse cambiata durante la pandemia COVID-19 rispetto a prima della pandemia, e quindi il cambiamento nella prevalenza dei casi probabili sarebbe equivalente al cambiamento nella prevalenza dei casi diagnosticati casi (ulteriori discussioni su questo presupposto sono in
appendice [pp 8–9]). Abbiamo anche incluso misure che catturano i sintomi sia dei disturbi depressivi che di quelli d'ansia (p. es., la K-6 Distress Scale), che sono stati anch'essi controllati con una covariata nelle analisi. Per gli studi ammissibili, abbiamo estratto informazioni su posizione, età, sesso, prevalenza, incertezza, numero di casi, dimensione del campione, periodo di richiamo, disturbo, strumento diagnostico, strategia di campionamento e date tra le quali è stato condotto il sondaggio. Abbiamo estratto i dati più dettagliati riportati per età e sesso.
Abbiamo richiesto indicatori dell'impatto della pandemia COVID-19 che avesse un'associazione con la prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia, di seguito indicati come indicatori di impatto COVID-19. Il fattore di rischio di interesse era la pandemia di COVID-19, con gli indicatori di impatto di COVID-19 che fungevano da proxy per l'effetto di COVID-19 sulla popolazione. Un indicatore di impatto COVID-19 doveva catturare un effetto di COVID-19, essere misurato in modo coerente in tutte le località ed essere misurato in modo coerente con una granularità sufficiente nel tempo (preferibilmente giornaliero o settimanale) nel corso della pandemia. Il nostro processo di selezione degli indicatori di impatto COVID-19 è dettagliato
nell'appendice (p 10) . In definitiva, abbiamo considerato tre nuovi indicatori della pandemia di COVID-19: diminuzione della mobilità umana,
13 tasso di infezione da SARS-CoV-2 giornaliero totale stimato (rispetto a quello riportato) e tasso di mortalità in eccesso giornaliero stimato durante la pandemia (compresi i decessi in eccesso verificatisi durante la pandemia in cui COVID-19 non è stato segnalato come causa di morte alla base).
5 , 13 La stima della mobilità umana, del tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2 e del tasso giornaliero di mortalità in eccesso è stata effettuata dal team di previsione COVID-19 dell'Institute for Health Metrics and Evaluation (IHME) ed è descritta in dettaglio altrove.
13 In sintesi, la mobilità umana era rappresentata da un indice composito di mobilità umana che rappresentava il cambiamento quotidiano rispetto alla mobilità pre-pandemica. I dati degli utenti di telefoni cellulari forniti da Facebook, Google, Descartes Labs, Safegraph e Baidu e i dati sui mandati di distanziamento fisico hanno informato una regressione del processo gaussiano per stimare una serie temporale per la mobilità umana. I tassi giornalieri di infezione da SARS-CoV-2 e di mortalità in eccesso sono stati stimati tramite un quadro compartimentale deterministico suscettibile, esposto, infettivo e recuperato (noto come SEIR) ed è stato informato da infezioni da SARS-CoV-2 confermate quotidianamente, decessi correlati a COVID-19 , test SARS-CoV-2 condotti, sieroprevalenza anticorpale, mobilità umana, mandati di distanziamento fisico, stagionalità della polmonite, uso di mascherine e copertura del vaccino.
5 , 13 GBD conduce revisioni sistematiche di routine dell'epidemiologia del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia come parte della stima delle YLD (e separatamente alla suddetta revisione sistematica del cambiamento di prevalenza dovuto a COVID-19). I dati epidemiologici compilati per GBD 2020 includono studi condotti dal 1980 al 2019 sulla prevalenza, incidenza, remissione, durata e mortalità eccessiva del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia. Questi dati sono stati identificati attraverso ricerche elettroniche di routine di PubMed, PsycINFO, Embase, fonti di letteratura grigia (compresa una revisione del
Global Health Data Exchangebiblioteca), e la consultazione di esperti. GBD 2020 utilizza la versione 2.1 della meta-regressione della modellazione della malattia (nota come DisMod-MR 2.1), uno strumento di meta-regressione della modellazione della malattia bayesiana, per analizzare questi dati e generare stime internamente coerenti di prevalenza, incidenza, remissione e mortalità per sesso, posizione , anno e fascia di età per ogni disturbo.
14 Stima anche la prevalenza per le località in cui mancano dati epidemiologici grezzi. GBD 2020 lo fa stimando la prevalenza su una cascata di cinque livelli di una gerarchia geografica: globale, superregione, regione, paese o territorio e località subnazionali. La prevalenza da posizioni più alte nella gerarchia funge da priorità per la prevalenza per posizioni più basse nella gerarchia. Maggiori dettagli su DisMod-MR 2.1 e la stima dei dati di prevalenza per disturbo depressivo maggiore e disturbi d'ansia sono stati pubblicati altrove.
1 , 14 Poiché nessun dato epidemiologico dell'anno 2020 ha informato il modello DisMod-MR 2.1 per il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia, la prevalenza prodotta per il 2020 per età e sesso e per ciascuno dei 204 paesi e territori ha rappresentato la prevalenza di ciascun disturbo senza l'impatto della pandemia di COVID-19.
Abbiamo utilizzato le distribuzioni di gravità e i pesi della disabilità nel GBD 2020 (
appendice p 32 ). Abbiamo ripartito la prevalenza finale del disturbo per l'anno 2020 nelle categorie di asintomatici, lievi, moderati e gravi con corrispondenti pesi di disabilità. I pesi della disabilità nel GBD 2020 quantificano la perdita di salute da uno stato di salute su una scala da 0 (nessuna perdita di salute) a 1 (equivalente alla morte). Il processo per stimare le proporzioni di gravità e i pesi di disabilità in GBD 2020 è stato descritto altrove.
2 , 15 analisi statistica
Abbiamo stimato la prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia durante la pandemia di COVID-19 sviluppando prima un modello per prevedere gli aggiustamenti alla prevalenza pre-pandemica del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia sulla base degli indicatori di impatto COVID-19 e quindi modificando il pre -prevalenza pandemica del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia stimata da DisMod-MR 2.1. Abbiamo condotto meta-regressioni, utilizzando la meta-regressione: bayesiana, regolarizzata, tagliata
16 (MR-BRT), sulla differenza tra prevalenza del disturbo logit prima della pandemia di COVID-19 e durante la pandemia di COVID-19. Il processo per costruire un modello di meta-regressione finale è descritto in dettaglio
nell'appendice (pp 6–7 ). In breve, le potenziali covariate di bias che sono state identificate erano confronti trasversali informati da campioni casuali, confronti longitudinali basati su ricerche di mercato e campioni di quote, confronti trasversali basati su ricerche di mercato e campioni di quote e stime che rappresentano sintomi combinati di disturbi depressivi e d'ansia (
appendice p 32). Poiché solo tre studi hanno utilizzato strumenti diagnostici per misurare la prevalenza, non avevamo dati sufficienti per esplorare l'effetto di una covariata di bias sui dati delle scale di screening che identificano casi probabili di disturbi depressivi o d'ansia (
appendice pp 8–9). Ad ogni campione unico è stata assegnata un'intercettazione casuale e sono stati inseriti effetti casuali sugli indicatori di impatto COVID-19. Abbiamo eseguito modelli separatamente per disturbo depressivo maggiore e disturbi d'ansia. Abbiamo anche incluso l'età, il sesso e la maggior parte delle covariate di bias come modificatori dell'effetto per garantire che il cambiamento di prevalenza rimanesse zero quando l'impatto di COVID-19 era zero. L'eccezione era la covariata di bias per i confronti trasversali informati da ricerche di mercato e campioni di quote, che avevano valori di base pre-pandemici di campioni casuali e quindi avevano una differenza di prevalenza anche quando l'indicatore di impatto COVID-19 era zero. Il sesso è stato quantificato dalla proporzione di partecipanti di sesso femminile nel campione e l'età è stata quantificata come l'età media del campione (o il punto medio della fascia di età del campione di studio quando l'età media non è stata riportata).
A causa della forte collinearità tra gli indicatori di impatto COVID-19 (controllati tramite i coefficienti di correlazione di Pearson) e la necessità che le covariate di età, sesso e bias siano trattate come modificatori dell'effetto sugli indicatori di impatto, abbiamo sviluppato modelli di aggiustamento della prevalenza tramite due processo a fasi. Nella fase uno, abbiamo utilizzato modelli di indicatori per sviluppare un cosiddetto indice per l'impatto di COVID-19. La mobilità umana, il tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2 e il tasso giornaliero di mortalità in eccesso sono stati inclusi simultaneamente in una meta-regressione sulla variazione della prevalenza logit per quantificare il loro effetto indipendente sulla variazione della prevalenza. Abbiamo utilizzato i coefficienti di questi modelli per calcolare un singolo indicatore di impatto COVID-19 per ciascun disturbo. Nella fase due, abbiamo sviluppato un modello finale per ciascun disturbo tramite eliminazione all'indietro per far regredire l'indicatore di impatto COVID-19, età, sesso, e il bias covaria sul cambiamento nella prevalenza del logit. La covariata meno significativa è stata rimossa in modo iterativo fino a quando non è stato osservato alcun miglioramento nel criterio informativo di Akaike. Abbiamo valutato la generalizzabilità del modello utilizzando un'analisi di convalida incrociata leave-one-country-out (
appendice p 11 ).
Abbiamo utilizzato i modelli finali specifici del disturbo per prevedere il cambiamento nella prevalenza logit del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia e adattare le stime di prevalenza DisMod-MR 2.1 per l'anno 2020 tramite una simulazione Monte Carlo della catena Markov. Abbiamo estratto 1000 campioni dalle distribuzioni di probabilità del cambiamento nella prevalenza logit del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia e dalle loro prevalenze logit da DisMod-MR 2.1, per età, sesso e posizione per ogni giorno dell'anno 2020, in base al quotidiano stime dei significativi indicatori di impatto COVID-19. Abbiamo aggiustato la prevalenza logit in base al cambiamento e inverse-logit abbiamo trasformato il risultato per stimare la prevalenza giornaliera aggiustata. Abbiamo stimato la prevalenza media giornaliera per l'anno 2020 per età, sesso,
appendice [p 18] ). Una volta stimate, abbiamo diviso le prevalenze del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia in prevalenze specifiche per la sequela utilizzando le divisioni di gravità GBD 2020 (
appendice p 32 ). Riportiamo stime con intervalli di incertezza (UI) del 95%, che rappresentano il 25° e il 975° risultato classificato tra i 1000 campioni e possono essere interpretati in modo simile agli IC al 95%.
Coerentemente con i metodi GBD, abbiamo seguito le regole dell'ICD per determinare la causa alla base della morte. I DALY per il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia erano composti interamente da YLD, il che significava che, nonostante i potenziali decessi in eccesso, il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia non erano considerati cause alla base della morte.
2 Per prima cosa abbiamo stimato le YLD specifiche della sequela moltiplicando le prevalenze specifiche della sequela per i rispettivi pesi di disabilità. Abbiamo quindi corretto le YLD specifiche per la sequela per le comorbidità per adeguarle alla co-occorrenza di cause di YLD all'interno di GBD 2020; questi metodi sono stati descritti in dettaglio altrove.
1 Per GBD 2020, l'onere viene stimato solo utilizzando le stime di prevalenza corrette per COVID-19. Pertanto, abbiamo calcolato le stime dell'onere di base aggiustando le stime dell'onere di GBD 2020 in base al rapporto tra prevalenza di base e prevalenza aggiustata.
valori di p inferiori a 0,05 sono stati considerati significativi. Abbiamo eseguito tutte le analisi utilizzando DisMod MR-2.1, MR-BRT e R (versione 3.6.3).
Ruolo della fonte di finanziamento
I finanziatori dello studio non hanno avuto alcun ruolo nella progettazione dello studio, nella raccolta dei dati, nell'analisi dei dati, nell'interpretazione dei dati o nella stesura del rapporto.
Risultati
Delle 5683 fonti di dati uniche ottenute dalla revisione sistematica, 1674 sono rimaste dopo lo screening del titolo e dell'abstract. In totale, 46 studi hanno soddisfatto i criteri di inclusione per il disturbo depressivo maggiore e 27 per i disturbi d'ansia (48 in totale, uno dei quali ha riportato dati in due regioni;
appendice p 19 ). Una ricerca supplementare di misure di base pre-pandemia ha fornito altri 11 studi per il disturbo depressivo maggiore e sette studi per i disturbi d'ansia. Le caratteristiche degli studi inclusi sono in
appendice (pp 33–34 ). La maggior parte degli studi provenivano dall'Europa occidentale (n=22) e dal Nord America ad alto reddito (n=14), mentre gli studi rimanenti provenivano dall'Australasia (n=5), dall'Asia Pacifico ad alto reddito (n=5), dall'Asia orientale ( n=2) e l'Europa centrale (n=1;
appendice p 20 ).
La mobilità umana e il tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2 erano significativamente associati al cambiamento nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore e del disturbo d'ansia (
tabella 1 ). Dopo aver controllato la mobilità umana e il tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2, il tasso di mortalità in eccesso giornaliero non è stato associato al cambiamento nella prevalenza né del disturbo depressivo maggiore né dei disturbi d'ansia. Ciò era probabilmente dovuto all'elevata collinearità tra il tasso di mortalità in eccesso giornaliero e le altre due variabili di impatto del COVID-19 (
r = 0,8 con tasso di infezione giornaliera da SARS-CoV-2 e
r = 0,8 con mobilità umana), che era meno di un problema condiviso tra il tasso giornaliero di infezione da SARS-CoV-2 e la mobilità umana (
r = 0,5).Tabella 1 Coefficienti di meta-regressione dal modello indicatore sulla variazione delle prevalenze logit del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia nel corso della pandemia di COVID-19 nel 2020
Tutti gli indicatori inclusi nel modello contemporaneamente e quindi controllano l'uno per l'altro. UI=intervallo di incertezza.
* Radice quadrata trasformata prima dell'analisi per correggere l'
appendice di inclinazione positiva pp 6–7 .
† Specificata a priori direzionale bayesiana a causa della forte collinearità con altri indicatori.
L'aumento dell'indice di impatto COVID-19 (informato dagli indicatori significativi della mobilità umana e dal tasso di infezione giornaliera da SARS-CoV-2) è stato associato a un aumento della prevalenza del disturbo depressivo maggiore (0,4 [95% UI 0,1– 0,6]) e disturbi d'ansia (0,4 [0,3–0,5];
tabella 2 ). Per entrambi i disturbi, le femmine sono state colpite più dei maschi e le fasce di età più giovani sono state colpite più delle fasce di età più anziane. Le covariate di bias per i confronti trasversali informati da campioni casuali e i confronti longitudinali informati da ricerche di mercato e campioni di quote non erano significative per nessuno dei due disturbi (
appendice p 67 ) e successivamente sono state eliminate dai modelli finali (
tabella 2). Le stime che rappresentano i sintomi combinati di depressione e disturbo d'ansia hanno sovrastimato significativamente l'aumento della prevalenza per i disturbi d'ansia 0,3 (0,1–0,4) ma non per il disturbo depressivo maggiore (
appendice p 67 ) e non sono state incluse nel modello del disturbo depressivo maggiore . Ricerche di mercato trasversali e campioni di quote hanno sovrastimato significativamente l'aumento della prevalenza sia del disturbo depressivo maggiore (0·9 [0·6–1·2]) che dei disturbi d'ansia (0·6 [0·2–1·0];
tabella 2 ). I risultati della nostra analisi di convalida incrociata leave-one-country-out sono in
appendice (p 11) .Tabella 2 Coefficienti di meta-regressione sulla variazione delle prevalenze logit del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia nel corso della pandemia di COVID-19 nel 2020
La ricerca di mercato longitudinale e il campione di quote non sono stati significativi e quindi non inclusi nel modello finale.
* I coefficienti sono stimati utilizzando la
B dell'indice di impatto COVID-19 moltiplicata per la
B degli indicatori di impatto COVID-19 dal modello di segnale e UI 95% stimati moltiplicando 1000 campioni della distribuzione a posteriori di queste covariate dell'indicatore di impatto dall'indicatore modello con 1000 campioni della distribuzione a posteriori del coefficiente indicatore.
† Radice quadrata trasformata prima dell'analisi per correggere l'inclinazione positiva dell'appendice del coefficiente dell'indice di impatto COVID-19
pp 6–7 . UI=intervallo di incertezza.
Prima dell'adeguamento per la pandemia di COVID-19, la prevalenza globale stimata del disturbo depressivo maggiore nel 2020 era di 2470·5 casi (95% UI 2143·5–2870·7) per 100.000 abitanti, equivalenti a 193 milioni (167–224) persone (
appendice pp 35–50 ). Dopo l'adeguamento per la pandemia di COVID-19, la prevalenza stimata del disturbo depressivo maggiore era di 3152·9 casi (2722·5–3654·5) per 100.000 abitanti, equivalenti a 246 milioni (212–285) di persone. Abbiamo stimato un ulteriore 53·2 milioni (44·8–62·9) casi di disturbo depressivo maggiore a livello globale nel 2020 a causa degli effetti del COVID-19 (682·4 [574·1–807·2] nuovi casi ogni 100 000 abitanti, un aumento del 27,6% [25·1–30·3];
tabella 3). Le femmine hanno avuto un aumento maggiore della prevalenza del disturbo depressivo maggiore rispetto ai maschi, con 35,5 milioni (30,0–41,8) casi aggiuntivi tra le femmine (equivalenti a 912,5 [772,1–1075,2] per 100 000 femmine; un aumento del 29,8% [27·3–32·5]) rispetto a 17,7 milioni (14·7–21·3) casi aggiuntivi nei maschi (equivalenti a 453,6 [376·3–545) ·0] per 100.000 maschi; un aumento del 24,0% [21·5–26·7]; i dati per sesso per superregione e regione sono disponibili sul Global Health Data Exchange). I modelli globali di prevalenza prima e dopo l'aggiustamento per (cioè, durante) la pandemia di COVID-19, per età e sesso, sono presentati nella
figura 1 e le stime del cambiamento nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore sono mostrate nella
figura 2 e nel
appendice (pag. 21) .Tabella 3 Prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia, per superregione, 2020
UI=intervallo di incertezza.
Figura 1 Prevalenza globale del disturbo depressivo maggiore (A) e dei disturbi d'ansia (B) prima e dopo l'aggiustamento per (cioè, durante) la pandemia di COVID-19, 2020, per età e sesso
Figura 2 Cambiamento nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore dopo l'aggiustamento per (cioè, durante) la pandemia di COVID-19, 2020
Prima dell'adeguamento per la pandemia di COVID-19, la prevalenza globale stimata dei disturbi d'ansia nel 2020 era 3824·9 (95% UI 3283·3–4468·1) per 100.000 abitanti, che equivale a 298 milioni (256–348) persone (
appendice pp 51–66 ). Dopo l'adeguamento per la pandemia di COVID-19, la prevalenza globale dei disturbi d'ansia nel 2020 è stata di 4802·4 (4108·2–5588·6), equivalenti a 374 milioni (320–436) di persone. Abbiamo stimato ulteriori 76,2 milioni (64,3–90,6) casi di disturbi d'ansia nel 2020 a causa della pandemia di COVID-19 (977,5 [824·8–1161·6] nuovi casi ogni 100.000 abitanti; un aumento del 25,6% (23,2–28,0) a livello globale (
tabella 3). Le femmine hanno avuto un aumento della prevalenza maggiore rispetto ai maschi, con 51,8 milioni (43,8–61·1) casi aggiuntivi tra le femmine (equivalenti a 1332·1 [1126·1–1573·2] per 100.000 femmine; un aumento del 27·9% [25·6–30·4]) rispetto a 24·4 milioni (20·3–29·5) casi aggiuntivi tra i maschi (equivalenti a 625·0 [518·3–755·3] per 100.000 maschi; un aumento del 21,7% [19·3–24·1]; i dati per sesso per superregione e regione saranno disponibili sul Global Health Data Exchange dopo il rilascio completo di GBD 2020). I modelli globali di prevalenza prima e dopo l'aggiustamento per (cioè, durante) la pandemia di COVID-19, per età e sesso, sono presentati nella
figura 1 e le stime del cambiamento nella prevalenza dei disturbi d'ansia sono mostrate nella
figura 3 e
nell'appendice (pag. 22) .
Figura 3 Cambiamento nella prevalenza dei disturbi d'ansia dopo l'aggiustamento per (cioè, durante) la pandemia di COVID-19, 2020
Prima dell'adeguamento per la pandemia di COVID-19, il disturbo depressivo maggiore era responsabile di 38·7 milioni (95% UI 26·4–53·9) DALY a livello globale, equivalenti a 497·0 DALY (338·3–691·1) per 100 000 abitanti. Dopo l'adeguamento per la pandemia di COVID-19, il disturbo depressivo maggiore è stato responsabile di 49·4 milioni (33·6–68·7) DALY, equivalenti a 634·1 DALY (431·3–881·0) per 100.000 abitanti (
appendice pp 35–50). Abbiamo stimato che la pandemia di COVID-19 ha portato a ulteriori 10·7 milioni (7·21–14·9) DALY per disturbo depressivo maggiore a livello globale, di cui 7·07 milioni (4·80–9·80) erano tra le donne e 3·62 milioni (2·40–5·09) erano tra i maschi. Il tasso di DALY aggiuntivo globale per il disturbo depressivo maggiore dovuto alla pandemia di COVID-19 era di 137·1 DALY (92·5–190·6) per 100.000 abitanti, 182·0 (123·5–252·2) per 100.000 femmine e 92·5 (61·5–130·3) per 100.000 maschi (le tariffe DALY per sesso per regione saranno disponibili sul Global Health Data Exchange dopo il rilascio completo di GBD 2020). Il carico di DALYS dovuto al disturbo depressivo maggiore per età e sesso è presentato nella
figura 4 .
Figura 4 Carico globale del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia per età e sesso, 2020
Prima dell'adeguamento per la pandemia di COVID-19, i disturbi d'ansia erano responsabili di 35·5 milioni (95% UI 23·9–50·1) DALY a livello globale, equivalenti a 454·8 DALY (307·0–642·5) ogni 100 000 abitanti (
appendice pp 51–66). Dopo l'adeguamento per la pandemia di COVID-19, i disturbi d'ansia erano responsabili di 44,5 milioni (30·2–62·5) DALY a livello globale, equivalenti a 570·9 (387·3–802·2) per 100.000 abitanti. I disturbi d'ansia sono stati responsabili di ulteriori 9·05 milioni (6·18–12·8) DALY a causa della pandemia, di cui 6·11 milioni (4·21–8·56) DALY erano tra le donne e 2·94 milioni (1·97–4·19) tra i maschi. Il tasso DALY aggiuntivo globale del disturbo d'ansia dovuto alla pandemia di COVID-19 era 116·1 (79·3–163·8) per 100.000 abitanti, 157·2 (108·3–220·3) per 100.000 femmine e 75·3 (50·3–107·1) ogni 100.000 maschi. Il carico di DALYS dovuto ai disturbi d'ansia per età e sesso è presentato nella
figura 4 .
Discussione
In questo studio, abbiamo stimato un aumento sostanziale della prevalenza e dell'onere del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia a seguito della pandemia di COVID-19. Questo è, a nostra conoscenza, il primo studio per identificare e analizzare sistematicamente i dati dell'indagine sulla salute mentale della popolazione e quantificare l'impatto risultante della pandemia di COVID-19 sulla prevalenza di questi due disturbi per posizione, età e sesso nel 2020.
L'aumento della prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia durante il 2020 è stato associato all'aumento dei tassi di infezione da SARS-CoV-2 e alla diminuzione della mobilità umana. Questi due indicatori di impatto del COVID-19 hanno incorporato, tra gli altri fattori, gli effetti combinati della diffusione del virus, dei blocchi, degli ordini di rimanere a casa, della diminuzione dei trasporti pubblici, della chiusura di scuole e aziende e della diminuzione delle interazioni sociali. Abbiamo stimato che i paesi più colpiti dalla pandemia nel 2020 hanno registrato i maggiori aumenti nella prevalenza di questi disturbi.
I due indicatori di impatto COVID-19 utilizzati nel nostro modello non devono essere interpretati come fattori di rischio per il disturbo depressivo maggiore e i disturbi d'ansia. Il fattore di rischio di interesse era la pandemia di COVID-19, con questi due indicatori che fungevano da proxy per l'effetto di COVID-19 sulla popolazione. La pandemia di COVID-19 si sta verificando in un contesto complesso di una serie di determinanti sociali della salute mentale, nonché di ben note disuguaglianze all'interno di questi determinanti. Il maggiore aumento della prevalenza del disturbo tra le femmine rispetto ai maschi, che ha comportato una differenza di prevalenza tra i sessi ancora maggiore rispetto a prima della pandemia, era previsto perché le femmine hanno maggiori probabilità di essere colpite dalle conseguenze sociali ed economiche della pandemia.
17 , 18 , 19 È più probabile che ulteriori responsabilità familiari e familiari dovute alla chiusura delle scuole o al malessere dei membri della famiglia ricadano sulle donne.
17 Le donne hanno maggiori probabilità di essere finanziariamente svantaggiate durante la pandemia a causa di salari più bassi, meno risparmi e un'occupazione meno sicura rispetto alle loro controparti maschili.
17 , 18 , 19 È anche più probabile che siano vittime di violenze domestiche, la cui prevalenza è aumentata durante i periodi di blocco e gli ordini di rimanere a casa.
20 , 21 Abbiamo anche stimato un cambiamento maggiore nella prevalenza del disturbo depressivo maggiore e dei disturbi d'ansia tra i gruppi di età più giovani rispetto ai gruppi di età più avanzata. L'UNESCO ha dichiarato che il COVID-19 è l'interruzione più grave della storia dell'istruzione globale, stimando che nel 2020 1,6 miliardi di studenti in oltre 190 paesi saranno completamente o parzialmente esclusi dalla scuola.
22 Con la chiusura delle scuole e le più ampie restrizioni sociali in atto, i giovani non sono stati in grado di riunirsi negli spazi fisici, compromettendo la loro capacità di apprendimento e di interazione tra pari. Inoltre, è più probabile che i giovani diventino disoccupati durante e dopo una crisi economica rispetto agli anziani.
23 Il nostro studio non è il primo a mostrare come gli shock demografici (vale a dire, eventi imprevisti o imprevedibili che sconvolgono le circostanze ambientali, sanitarie, economiche o sociali all'interno di una popolazione) possono aumentare la prevalenza di disturbi depressivi e d'ansia. Nella loro revisione dei risultati della salute mentale dopo la crisi economica del 2009, Frasquilho e colleghi
24 identificato diversi studi che mostrano un aumento dei disturbi mentali comuni nella popolazione generale. Dopo la crisi finanziaria del 2009 in Grecia, la prevalenza puntuale di episodi depressivi maggiori è aumentata dal 3,3% (95% UI 3,1–3,5) nel 2008 al 6,8% (6,4–7,2) nel 2009 e 8·2% (8·1–8·3) nel 2011.
25 Gli intervistati che hanno segnalato gravi difficoltà economiche erano maggiormente a rischio di sviluppare un grave episodio depressivo.
25 , 26 Allo stesso modo, dopo la crisi finanziaria del 2008 a Hong Kong, la prevalenza nell'ultimo anno di episodi di depressione maggiore è aumentata dall'8,2% (95% UI 7,2–9·2) nel 2007 al 12,5% (11,0–13). ·9) nel 2009.
27 L'entità dell'aumento della prevalenza differiva tra gli studi, il che potrebbe essere dovuto a caratteristiche dello studio o della popolazione o a diverse combinazioni di determinanti sanitari e socioeconomici della cattiva salute mentale o a una combinazione di questi fattori. Un altro punto di
02143-7&id=gr3.jpg){kind=link}