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Cohort study of cardiovascular safety of different COVID-19 vaccination doses among 46 million adults in England – https://doi.org/10.1038/s41467-024-49634-x https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x
Un estudio publicado en Nature Communications, titulado “Estudio de cohorte sobre seguridad cardiovascular de diferentes dosis de vacunación COVID-19 entre 46 millones de adultos en Inglaterra” está lleno de distorsiones y exageraciones.
Resumen de fallas
- Número inventado de muertes evitadas sin base en el mundo real
- Declaraciones contradictorias y afirmaciones con resultados dudosos («similares o inferiores»)
- Excluye la categoría de tercera dosis sin motivo válido
- Tácticas de agrupar y dividir productos en un intento de promediar y manipular las cifras de riesgos
- Criterios de selección de síntomas inventados que no tienen base médica.
- Agrupar enfermedades con diferentes causas posibles en una categoría de causa singular
- Analizar 11 grupos de síntomas y luego cometer la falacia al aislar grupos específicos en dos categorías arbitrarias para elegir las categorías más atractivas en otra táctica de agrupar y dividir.
- Admitir el riesgo de daños en un solo párrafo, pero luego afirmar que es una razón para apoyar la adopción, lo que literalmente significa estár a favor de dañar a las personas.
El artículo comienza con esta exageración obvia, afirmando que la inyección:
evitó 14,4 millones de muertes por COVID-19 en todo el mundo en el primer año de la pandemia
1. Está basado en un modelo. Los modelos no son datos, son estimaciones y no tienen valor. Al decir si se salvó o no una vida, es necesario partir de datos médicos reales y no de cifras matemáticas imaginarias.
2 – Es literalmente físicamente imposible haber salvado a 14,4 millones de personas en un solo año en todo el mundo de las muertes por COVID-19… porque durante el pico de la pandemia en 2020, solo se informaron oficialmente 1,8 millones de muertes , y la OMS afirma un máximo (no evidenciado) de 3 millones. Los 14,4 millones de “vidas salvadas” son una de las exgeraciones de los autores, porque no sólo intentan afirmar que se salvaron más vidas de las que realmente estaban en peligro, sino que también afirman falsamente una tasa de éxito del 100% sin una causalidad comprobada.
3 – Se atribuye falsamente el mérito exclusivo de otros aspectos, como los procedimientos preventivos (mascarillas EG) y de intervención (medicamentos EG) y no ofrece datos sobre paradigmas de tratamiento.
La Dra. Marcia Angell, ex editora de The New England Journal of Medicine, escribió el libro : La verdad sobre las compañías farmacéuticas: cómo nos engañan y sobornan a publicaciones médicas y qué hacer al respecto https://www.bitchute.com/video/mNH6xUWZfkCu/
Hace afirmaciones contradictorias e irresolubles
El documento continúa afirmando:
[…] Mostramos que la incidencia de complicaciones trombóticas y cardiovasculares fue generalmente menor después de cada dosis de cada marca de vacuna, excepto por complicaciones raras previamente reconocidas de la vacuna ChAdOx1 y las vacunas de ARNm . […]
Esta es una afirmación contradictoria, engañosa y sin sentido. Intenta engañar diciendo ‘es más bajo, excepto las veces que no lo es’.
Lo repiten de nuevo entremezclando las palabras ‘similar’ e ‘inferior’:
[…] La incidencia de eventos trombóticos arteriales compuestos (IAM, accidente cerebrovascular isquémico y otras embolias arteriales) fue similar o menor […]
No puede ser al mismo tiempo similar al de los no vacunados y más bajo en comparación con los no vacunados. Puede ser sólo uno o el otro. Estas palabras no tienen sentido y son contradictorias.
Crean una categoría de excepción extraña
Afirman que omitieron la «tercera dosis de vacunación» al inventar la extraña justificación de que era parte de un «ciclo primario extendido» y «no un refuerzo».
[…] No se consideró la vacunación de tercera dosis, que es distinta de la dosis de refuerzo y se administra como parte de un ciclo primario prolongado. […]
Parece que están omitiendo intencionalmente a los peores cohortes que han recibido exactamente tres inyecciones. ¿Desde cuándo la tercera toma se considera “curso primario extendido”? ¿Y por qué eso lo convertiría en algo que excluir?
Tácticas de agrupar y dividir
El documento agrupa todos los tipos y marcas de inyecciones cuando concluye sobre la “reducción del riesgo”, pero divide las inyecciones en marcas individuales cuando analiza el riesgo real.
Este es un tipo de falacia del promedio, donde la señal de daño queda oculta en una colección de disparos. Entonces, por ejemplo, digamos que la inyección de ARNm lo mata por un ataque cardíaco y la inyección de adenovirus transgénico lo mata por un coágulo de sangre, la inyección de adenovirus transgénico que no lo mata por un ataque cardíaco anularía la inyección de ARNm que lo mata por un ataque cardíaco.
Inventan un término médico que no existe
En el artículo se refieren regularmente a un término llamado…
[…] trombosis arterial compuesta […]
…afirmar que las inyecciones reducen esto, pero parece ser un término inventado , que no tiene una definición médica.
El artículo intenta definirlo como “ [infarto agudo de miocardio], accidente cerebrovascular isquémico y otras embolias arteriales”, “AMI [acute myocardial infarction], ischaemic stroke and other arterial embolism”.
Al realizar una búsqueda del término solo se obtienen documentos a favor de las vacunas y no hay definiciones médicas. Eso pone en duda que el artículo fue revisado adecuadamente por pares, dada la falta de cuestionamiento sobre la supuesta terminología de los síntomas.
Esto también implicaría que, para reducir el número de coincidencias positivas, inventaron un término que no existe en las bases de datos médicas ni en la literatura médica, lo que les permite aplicarlo subjetivamente para obtener los resultados que desean.
Ejecutar una búsqueda literal de cadenas (donde debe coincidir la frase completa) para » trombosis arterial compuesta» en OpenVAERS no produce resultados. La base de datos CDC Wonder (la columna vertebral de VAERS) tampoco encuentra ningún término listado como sintomatología (es decir, no existe). Sin embargo, una búsqueda de trombosis arterial (sin palabra “compuesta” ) arroja resultados
Sugiere que la adición del término «compuesto» se utilizó para modificar la cantidad de resultados devueltos durante las búsquedas para que la cantidad de resultados positivos en las inyecciones de COVID-19 pareciera menor.
Realizar una búsqueda abierta en VAERS de los términos “trombosis arterial compuesta” en los campos de eventos adversos de las inyecciones de COVID-19 no produce resultados.
Combinación de diferentes enfermedades con diferentes causas
Este engaño es bastante extenso de desentrañar.
[…] eventos trombóticos arteriales compuestos (IAM, accidente cerebrovascular isquémico y otras embolias arteriales) […]
Por lo tanto, se combina el IAM [ infarto agudo de miocardio ] con ‘eventos trombóticos arteriales’; sin embargo, el infarto agudo de miocardio es un ataque cardíaco que puede tener causas que no están relacionadas con eventos trombóticos arteriales , por ejemplo , un traumatismo torácico cerrado .
El accidente cerebrovascular isquémico también tiene múltiples causas que pueden incluir eventos trombóticos no arteriales. Por ejemplo, una causa, la aterosclerosis, implica un estrechamiento de los vasos sanguíneos en general (generalmente causado por el colesterol) , y otra, la vasculitis, implica inflamación .
No es lo mismo una ‘embolia arterial’ que una ‘trombosis arterial’. Una embolia es efectivamente un coágulo de sangre viajero , mientras que trombosis se usa para significar o implicar un coágulo de sangre estacionario.
Para que una embolia cuente, básicamente tiene que convertirse en un coágulo de sangre que se desprende, viaja a algún lugar y luego bloquea una parte más vital del cuerpo.
Inventan dos novedosos grupos para intentar conseguir credibilidad
En el periódico escriben:
[…] Se analizaron once resultados cardiovasculares: accidente cerebrovascular isquémico, trombosis venosa profunda de miembros inferiores, embolia pulmonar, trombosis venosa intracraneal, trombo mesentérico, trombosis de la vena porta, cualquier trombocitopenia, subaracnoidea. hemorragia y accidente cerebrovascular hemorrágico , miocarditis y pericarditis.[…]
No hay nada de malo en las categorías individuales anteriores, pero luego inventan dos grupos más (sin duda seleccionados retroactivamente para sesgar la favorabilidad seleccionando categorías de subgrupos individuales):
Además, se analizaron dos resultados compuestos: arterial compuesto (accidente cerebrovascular isquémico y otras embolias arteriales) y venoso compuesto.
A partir de la falacia, en la que seleccionan el infarto agudo de miocardio, el accidente cerebrovascular isquémico y “otras embolias arteriales” (esta última no está definida ), concluyen que:
[…] los eventos trombóticos arteriales compuestos (accidente cerebrovascular isquémico y otras embolias arteriales) fueron similares o menores […]
Utilizando su segundo grupo falaz (donde parecen haber confundido “compuesto” con “común”), concluyen:
[…] la incidencia de eventos trombóticos venosos comunes (principalmente embolia pulmonar y trombosis venosa profunda de las extremidades inferiores) fue menor después de la vacunación […]
Pero este análisis agrupado no tiene valor porque se realizó retroactivamente después de haber adquirido los datos, lo que les permitió seleccionar los resultados que les parecían mejores mediante el uso de grupos pareados (lo que provoca una falacia de promedio ).
Si los síntomas individuales eran tan graves, ¿por qué se agruparon y no se demostraron por separado?
El artículo incurre en una falacia: ¿qué pasó con los otros once conjuntos de datos individuales? La ausencia de la declaración de que eran más bajos implica que todas las categorías individuales eran más altas en los grupos vacunados.
De hecho, el artículo se ve obligado a concluir que hubo una mayor tasa de daños relacionados con una enfermedad trombótica, ¡que, según afirman, disminuye!
Se equivocan y afirman que estos hallazgos cuidadosamente seleccionados respaldan una «amplia aceptación». Inmediatamente después de admitir que causó daños. No ofrecen ninguna evidencia numérica o empírica que respalde la afirmación de que son “raros”.
El articulo publicado por Karina Acevedo Whitehouse, tambien se mencionan otros errores importantes en profundidad
https://t.me/akashacomunidad/3439
1) Analizaron datos disponibles en el Centro de Ciencia de Datos CVD-COVID-UK/COVID-Impact Consortium, que forma parte de los datos del sistema de salud público de Inglaterra (NHS). En esa base de datos contaban con información sobre datos de admisión al hospital, estadísticas de pacientes, datos sobre pruebas COVID, registro de muertes, registro de medicinas y registro de vacunas anti-COVID aplicadas.
2) Consideraron como “curso primario de vacunación” la primera y la segunda dosis (e indican que para gente con inmunosupresión severa, incluyeron la tercera dosis como parte de ese curso primario de vacunación.
3) Los criterios de inclusión fueron que estuvieran las personas vivas al 8 de diciembre de 2020 (bueno, pues sí, muertos no pueden ser seguidos en el tiempo; y esa fecha precisa es porque ese fue el día que comenzaron a vacunar en el Reino Unido), que tuvieran entre 18 y 110 años, que estuvieran registrados en el sistema de extracción de datos GDPPR, que hubiera información sobre si eran hombres o mujeres [alerta de sarcasmo: los van a acusar de ser poco incluyentes]
4) Los criterios de exclusión fueron: que hubieran recibido una vacuna anti-COVID antes del 8 de diciembre de 2020 (es decir, a los voluntarios de los ensayos clínicos los excluyeron), que no hubiera registro de haber tenido una primera o segunda dosis de vacuna pero sí registro de una tercera y un refuerzo, que hubieran pasado menos de 21 días entre la primera y segunda dosis, que hubieran tenido marcas vacunales diferentes en la primera y segunda (siempre y cuando la segunda fuera dada antes del 7 de mayo de 2021… supongo que eso implica que después del 7 de mayo “les importó lo que a Jacques Chirac el atolón de Muroroa”), que entre la segunda o tercera y los refuerzos hubieran pasado menos de 90 días, o que hubiera registros vacunales contradictorios.
5) Los datos que usaron abarcaron del 8 de diciembre de 2020 al 23 de enero de 2022.
6) Consideraron como variables de confusión (es decir, los tomaron en cuenta en el análisis como covariables para evitar la confusión) a la edad, sexo, grupo étnico, índice de privación social (es un índice de pobreza), si fumaban o no, su historia médica (incluyendo si tenían historia de infarto agudo al miocardio, diabetes, depresión, obesidad, cáncer, enfermedad pulmonar obstructiva crónica (EPOC), enfermedad hepática, enfermedad renal crónica, demencia, ictus, eventos tromboembólicos y trombofilia), que hayan tenido cirugía mayor en el último año, número de condiciones médicas del último año, que hayan tenido COVID antes, qué medicamentos tomaron en los últimos 90 días y vulnerabilidad clínica. Iban actualizando las variables de confusión para cada dosis (menos el sexo, afortunadamente; ya que dado como están las cosas, pudieron haber estado actualizando esto también).
7) Los desenlaces que evaluaron para cada cohorte fueron 11 eventos cardiovasculares durante el tiempo del estudio. Estos fueron: infarto agudo al miocardio, ictus, trombosis venosa profunda de extremidades inferiores (coágulos en las venas de las piernas), embolismo pulmonar (coágulos en los pulmones), trombosis venosa intracraneal (coágulos en las venas del cerebro), trombosis mesentérica (coágulos en las venas del intestino), trombosis venosa portal (coágulos en las venas que van del intestino, bazo, páncreas y vesícula biliar hacia el hígado), trombocitopenia (baja en el número de plaquetas en la sangre), hemorragia subaracnoidea (sangrado en las meninges del cerebro) con ictus hemorrágico, miocarditis y pericarditis. Además, investigaron como desenlaces mixtos, cuadros que involucran a las arterias.
8) Tomaron en cuenta la fecha más temprana de ocurrencia de cualquiera de esos eventos el día de o después del “día índice” de cada dosis.
9) Para sus análisis, además de los criterios de inclusión y exclusión arriba indicados, consideraron los desenlaces solamente si ocurrían en las 26 semanas posteriores a la recepción de la vacunación.
10) Calcularon para cada desenlace las tasas de incidencia por cada 100,000 personas-año. De esta manera, son comparables las incidencias.
11) Para cada desenlace, examinaron el tiempo desde la vacunación hasta el evento mediante modelos de Cox, donde indicaron el tiempo cero como el 8 de diciembre para el análisis de la primera dosis, y la fecha de la primera dosis como el tiempo cero, para el análisis de la segunda dosis, así como de las dosis de refuerzo.
En esencia, lo que hicieron fue: seguir en el tiempo a millones de personas que recibieron una, dos (y tres) dosis del esquema original y refuerzos y, en un período que no excedió 26 semanas para cada inyección recibida, investigaron el riesgo de que desarrollaran una o más de 11 condiciones cardiovasculares.
¿Qué encontraron Ip et al.?
Indican en su estudio que durante el período de este (8 de diciembre 2020 a 23 de enero 2022) incluyeron a 45.7 millones de personas como elegibles (ver criterios arriba) para los análisis relacionados con la primera dosis. Comencemos aquí.
Para eso, nos iremos al Cuadro 1 (https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x/tables/1), aunque también conviene ver la Figura 1 en el material suplementario (https://static-content.springer.com/esm/art%3A10.1038%2Fs41467-024-49634-x/MediaObjects/41467_2024_49634_MOESM1_ESM.pdf). Si entramos al Cuadro 1, vemos que se trata de la presentación de los datos usados para el primer análisis (el de la primera dosis).
Se trata de un cuadro con siete columnas. La primera columna indica las “características” de los sujetos, y si nos movemos hacia la derecha podemos ver las categorías para cada característica (por ejemplo, los sexos, los grupos etarios, los grupos étnicos, los índices de privación, el que fumen o no, etc.).
Si nos movemos a la tercera columna, vemos cuántas personas fueron elegibles. Ahí, en “Total… All” se ven los 45.673.965 individuos que incluyeron en el estudio. Sigan mirando hacia la derecha y verán de ese total cuántos no habían sido vacunados (8,424,120 personas) cuántos recibieron la inyección de AstraZeneca (ChAdOx1; 19,317,985 personas), cuántos recibieron la inyección de Pfizer (BNT162b2; 16,846,995 personas) y cuántos la de Moderna (mRNA-1273: 1,084,865 personas).
Ahora, tomando en cuenta esos datos, al realizar el análisis del riesgo, los autores reportaron que entre el inicio de la vacunación (el 8 de diciembre de 2020) hasta la primera vacunación se dieron 75.655 trombosis arteriales y 21.320 trombosis venosas. Nos refieren al Cuadro 2 (https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x/tables/2) y al Cuadro 4 de la información suplementaria (https://static-content.springer.com/esm/art%3A10.1038%2Fs41467-024-49634-x/MediaObjects/41467_2024_49634_MOESM1_ESM.pdf).
Se trata de un cuadro con siete columnas, que indica la dosis recibida, la marca, el evento (si fue arterial o venoso). Luego hay dos columnas que indican los eventos ocurridos por cada 100,000 personas-año en “no vacunados” y en quienes tuvieron una primera dosis (eso es una jerga epidemiológica que quiere decir “eventos por cada 100,000 personas por cada año”; lo hacen así para que sea comparable entre grupos); finalmente, las últimas dos columnas muestran la tasa de incidencia para los “no vacunados” y los “primeradosiados”. Para empezar, vamos a ver solamente los resultados de la dosis 1.
Vemos que se dieron 75.655 trombosis arteriales en los no vacunados en 205.000 personas-año y 73.330 trombosis arteriales en los que recibieron la primera dosis en 95.630 personas-año. Sin embargo, al tratarse de la tasa de incidencia, necesitamos considerar el denominador (ese numerito de “personas-año”) y no solamente el numerador. Si hacemos la división, vemos lo que está en la sexta y séptima columna del Cuadro 2. Pueden ver que para las tres “vacunas” anti-COVID, ¡es menor la incidencia para los no vacunados que para los que recibieron la primera dosis!
Específicamente, para la primera dosis de AstraZeneca, la tasa de incidencia de trombosis arteriales fue de 766.83, comparado con 369.05 de los no vacunados. En otras palabras, fue el doble el riesgo de tener una trombosis arterial después de recibir la primera inyección de AstraZeneca, que el riesgo que tenían los no vacunados (se entiende ese riesgo como el “riesgo normal en la población”, aunque realmente es medio tramposo eso, porque para empezar, no especifican el tiempo que incluyeron para calcular ese riesgo, pero podemos suponer que lo contabilizaron en un período de 26 semanas previas al inicio de la vacunación, y ese período incluye parte de la “pandemia” de COVID-19, durante el cuál incrementaron, sobre todo en las personas mayores y con comorbilidades, los eventos trombóticos).
Sin embargo, incluso siendo tramposillo su método, el resultado muestra que se dobla el riesgo con la vacunación (es 2.07 veces mayor). Para Pfizer pasa lo mismo. La tasa de incidencia de trombosis arteriales después de la primera dosis fue mayor (en el caso de Pfizer fue de 1.9 veces, y solo es menor para Moderna (7 veces menor). ¿Eso quiere decir que la vacuna de Moderna “protegió a los vacunados de desarrollar trombosis arteriales”? ¡No! Para nada. Lo que sí significa ese resultado es:
1) Que muy pocas personas recibieron la inyección de Moderna en Inglaterra como primera dosis (vean en el cuadro 1 el número de personas que recibieron la primera dosis de Moderna. Fueron el 2.38% de las dosis administradas, mientras que en los no vacunados ¡hay ocho veces ese número!).
2) Que el tiempo de seguimiento de este grupo fue muy corto (presumiblemente, comenzaron a usar Moderna mucho después; vean el dato de “personas-año” para Moderna en el Cuadro 2. Son 5.11, o sea 511.000 personas-año, comparado con 9.563.000 personas-año para AstraZeneca, 8.099.000 personas-año para Pfizer y 20,500,000 personas-año para los no-vacunados).
3) Que prácticamente no fueron vacunados con Moderna las personas de más de 49 años (vean el Cuadro 1), mientras que AstraZeneca y Pfizer sí se pusieron en personas de más de 49 años. En ese sentido, se está comparando la incidencia de eventos de trombosis venosa en un grupo más joven, con menos vulnerabilidad clínica (vean el final del Cuadro 1), más pequeño y seguido por mucho menos tiempo que el grupo de no-vacunados.
4) Si consideramos que lo que ocurre en los no vacunados es la tasa normal de ocurrencia de trombosis venosas en la población (no lo es, por lo que acabo de explicar arriba), entonces podríamos decir que al ser ocho veces menos el número de personas en el grupo de inyectados con Moderna, y al ser seguidos durante 40 veces menos tiempo que el grupo de no vacunados esperaríamos muchísimos menos casos de trombosis en este grupo en los no-vacunados. No es así. Al contrario, estaría un poquito por arriba de esa proporción el número de casos registrados para las vacunas de Moderna.
El mismo patrón se observa para la tasa de incidencia de trombos venosos: los que recibieron la primera dosis de AstraZeneca tuvieron una incidencia de 182.39 vs. 103.56 en los no vacunados, la incidencia para la 1a. dosis de Pfizer fue 146.42 vs. 103.56 en los no-vacunados, y hay una “aparente reducción” de la tasa de incidencia para Moderna (37.25 vs. 103.56; ver puntos 1 a 4 arriba ya que aplica exactamente lo mismo).
Ahora, en ese mismo cuadro, veamos su análisis de las siguientes dosis. Vemos que ya no comparan contra el grupo no vacunado. Lo que hacen es comparar la tasa de incidencia de los eventos relacionados con la primera y la segunda dosis, no contra los no vacunados, que hubiera sido lo correcto.
Si ven el Cuadro 3 en el material suplementario, verán que definen como “no vacunados” a quienes recibieron la primera dosis (para cada marca de inyección) pero aún no han recibido la segunda. En otras palabras, los no vacunados ahora son, para ellos, los que tuvieron la primera dosis . Además, vean que es un tiempo de seguimiento cortito (porque no pasó mucho tiempo entre la aplicación de la primera y la aplicación de la segunda dosis).
Sin embargo, en ese tiempo cortito pasaron muchos eventos. Vean el cuadro 2 de nuevo por favor. Si enfocan su atención en el renglón que inicia con “Doses 1 and 2” (Dosis 1 y 2) y se mueven hacia las últimas dos columnas, pueden ver que la tasa de incidencia de trombos arteriales en personas que recibieron la primera dosis de AstraZeneca fue de 956.17.
Tal vez se preguntarán (y con mucha razón) ¿por qué es diferente del valor que se indicaba arriba para la primera dosis? Pues, porque contabilizaron los eventos en un tiempo más corto (el famosísimo denominador “personas-año”) y como la mayoría de los eventos se ha de haber dado en ese periodo cercano a la inoculación, incrementó la tasa de incidencia. Entonces, al comparar con la tasa de incidencia de eventos arteriales después de la segunda dosis, se ve más baja (755.01). Algo parecido ocurre para los eventos arteriales ocurridos tras la inoculación de Pfizer (tasa de incidencia en la primera dosis 802.22 vs. 767.8 en la segunda) y de Moderna (73.66 vs. 49.24).
También calcularon los autores la tasa de incidencia de estos eventos arteriales y venosos para quienes recibieron un refuerzo, y lo compararon contra quienes tuvieron el “curso primario de vacunación” (es decir, quienes tuvieron dos o tres “vacunas”). Ahí vemos que en prácticamente todos los casos (menos para Moderna), incrementó la incidencia de eventos arteriales y venosos en quienes recibieron un refuerzo.
Sigamos avanzando. Hacia el final de la primera columna de la página 2, hablan de las incidencias de diferentes eventos (de forma individual, ya no agrupando todas como venosas o arteriales, como presentaron arriba), pero no incluyen esos resultados, sino que nos mandan al Cuadro 4 del material suplementario (https://static-content.springer.com/esm/art%3A10.1038%2Fs41467-024-49634-x/MediaObjects/41467_2024_49634_MOESM1_ESM.pdf).
Si vemos ese cuadro, comenzando con AstraZeneca, nos encontramos con que todos los eventos – todos – no hay uno que se salve, incrementaron en incidencia después de la primera dosis (última columna del cuadro), en comparación con los no vacunados (antepenúltima columna del cuadro). Pasa exactamente lo mismo para Pfizer (todos los eventos incrementaron su incidencia), aunque no para Moderna, donde se ve un patrón contrario (antes de decir “ah, pues me voy corriendo por un piquete de Moderna”, recuerden que se aplicó esta marca a pocas personas y que fueron en su mayoría a personas jóvenes que no tienen alto riesgo de estos eventos de manera natural, así que es un análisis con mucho sesgo).
Luego, en ese mismo cuadro, vuelven a hacer esa trampa – comparan a las siguientes dosis con la dosis anterior (eliminando olímpicamente la comparación con los no vacunados y redefiniendo como ‘no vacunado’ a los que tienen una dosis). Hacen el mismo embuste en los cuadros 5, 6 y 7 del material suplementario. ¡Vaya sarta de tramposos!
Otra cosa que hicieron fue el cálculo de las tasas de riesgo ajustadas (que se conoce como aHR, por sus siglas en inglés) para cada una de las dosis. La aHR es una medida del efecto de una intervención (en este caso, las “vacunas”) sobre el que ocurra algo (en este caso, los eventos cardiovasculares) en el tiempo.
Normalmente (cuando se hacen análisis sin tener el embuste como objetivo), se utiliza el grupo control (en este caso, los no vacunados) para poder calcular ese efecto, pero recordemos que los autores del estudio solamente consideraron no vacunados en su primer análisis y después hacen todos los análisis con los que tienen una dosis menos. Entonces, en las figuras 2 (https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x#Fig2) y 3 (https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x#Fig3) del artículo pueden ver esos resultados y verán que son, de nuevo, tramposos, por la misma razón explicadas anteriormente. Por cierto, tal vez noten algo curioso de estas figuras: por algún extraño motivo ignoraron los datos sobre eventos arteriales (si los quieren ver, tienen que irse al material suplementario).
¿Qué discuten los autores?
En la página 4, justo al inicio de su discusión (https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x#Sec7) dicen:
“La incidencia de complicaciones trombóticas y cardiovasculares fue generalmente menor después de cada dosis de cada marca de vacuna. Las excepciones, consistentes con hallazgos previos que han sido reconocidos por reguladores médicos, incluyeron complicaciones infrecuentes de la vacuna ChAdOx1 (ICVT o trombocitopenia inducida por la vacuna con trombosis) y las vacunas de ARNm (miocarditis y pericarditis).”
Y luego rematan con:
“Estos hallazgos, en conjunto con el riesgo mayor de largo plazo de complicaciones cardiovasculares severas y otras complicaciones asociadas con COVID-19 ofrecen evidencia contundente en apoyo al efecto cardiovascular neto benéfico de la vacunación COVID”.
También, en la página 6 del estudio, vuelven a decirlo, por si no quedó claro y hay quien está cuestionándose que sus resultados dijeron otra cosa. Indican, de nuevo:
“La incidencia de eventos trombóticos arteriales y venosos fue generalmente más baja después de la vacunación COVID-19 que antes de o sin vacunación”.
Lo siento, por más que los autores del estudio quieran que eso sea lo que encontraron, no lo es, y sus aseveraciones simplemente no se ajustan a lo que ellos mismos encontraron. De nuevo, regresen al Cuadro 2 (https://www.nature.com/articles/s41467-024-49634-x/tables/2) para ver las últimas columnas y verán que es justo lo contrario.
¿Cómo es que logran mentir así de descaradamente y les publicaron el estudio?
Pues, lo hacen porque ellos definieron (en el cuadro 3 del material suplementario) lo que consideraban como “no vacunado” y quitando a la primera comparación que hicieron y que expliqué anteriormente, para ellos “no vacunados” eran quienes tenían ya la primera, pero no la segunda, y quienes tenían la segunda pero no el refuerzo.
Tal vez para algunos es medio redundante lo que he explicado aquí, pero es indispensable que se entienda.
Por si no he logrado explicarme en ese punto crucial, utilizaré una analogía. Imaginen que alguien trabaja para una compañía que hace refrescos y quiere ‘vender’ la idea al público de que beber altas cantidades de refresco ayuda a prevenir la ocurrencia de diabetes.
Entonces, para hacer el estudio, comparan la ocurrencia de diabetes en un grupo que bebe más de cinco vasos de refresco al día, con la ocurrencia de diabetes en un grupo que bebe más de cinco vasos de agua azucarada de sabor. Y a ese segundo grupo le denominan “los que beben agua”. ‘Pero, no es agua lo que beben’ – dirán algunos indignados. Ah, pero es que ellos dijeron que eso era “beber agua”, así que no mintieron, ¿no? Solo redefinieron, y a otra cosa, mariposa.
Así de absurdo es esto de redefinir la realidad. Supongo que no debería de sorprenderme la facilidad con que lo hicieron Ip et al., los editores y revisores de Nature Communications y los periodistas de pasquines, cuando vivimos en un tiempo caracterizado por esas, digamos, ‘confusiones’ en tantas definiciones y conceptos.
Tiempos en los que se nos ha dicho que un humano puede ser un perro y otras linduras equivalentes y nadie puede cuestionar esa “nueva realidad”. Tal vez yo sea anticuada, pero para mí, lo que hicieron los autores es un fraude científico, el que lo divulguen los medios implica que o son ignorantes esféricos (por donde se les mire, pues) o que son embaucadores de tiempo completo. Lamentablemente, no es un tema fácil de comprender si alguien no tiene al menos algo de formación en Matemáticas o en Epidemiología, y dado el poder que aún tienen los medios y las redes sociales, habrá muchos que crean que el agua azucarada es lo mismo que el agua.
Los medios están emocionados diciendo que este estudio “desmonta el mito de que haya ictus y enfermedades cardiovasculares asociados a las vacunas COVID”. Tal y como les escribía arriba, anuncian que: “Los resultados muestran que la incidencia de trombosis arterial, infartos de miocardio y accidentes cerebrovasculares eran hasta un 10 por ciento menor en las 13 a 24 semanas posteriores a la primera inoculación contra el COVID.
Tras la segunda dosis, esta cifra fue hasta un 27 por ciento menor después de la vacuna de Astrazeneca [sic] y hasta un 20 por ciento menor si era de Pfizer/BioTech [sic]”. ¿De dónde sacan estos numeritos los señoritos y señoritas de ese grupo editorial? Realmente tengo curiosidad de saber qué cálculos hicieron para llegar a esos números, porque no aparecen en ningún lugar del estudio.
No solamente no hay forma de llegar a esos numeritos, sino que la realidad es muy diferente. Para empezar, los escritores anónimos de los mensajes embaucadores que nos regalan los pasquines, hablan de incidencia, pero parecería que están refiriéndose a la aHR, que no es lo mismo que incidencia.
Por otro lado, parece que no se enteraron de lo que hicieron, de lo que están comparando y que no vieron los cuadros del material suplementario (como el Cuadro 8 suplementario, donde se ve que, de hecho, el aHR incrementa en el tiempo para esas condiciones cuando hacen el ajuste por edad y por sexo).
Entonces, aunque nos regalen, con una sonrisa triunfante, frases como: “Palo a los antivacunas” o: “La ciencia desmonta un mito”, en realidad sus textos exhiben a los editores de Redacción Médica (https://www.redaccionmedica.com/secciones/cardiologia/la-ciencia-desmonta-la-teoria-de-los-infartos-e-ictus-por-las-vacunas-covid-1692), El Mundo (https://www.elmundo.es/ciencia-y-salud/salud/2024/08/01/66ab481cfc6c838d7e8b459e.html), El Financiero (https://www.elfinanciero.com.mx/salud/2023/02/22/vacuna-de-covid-reduce-probabilidades-de-tener-un-infarto-segun-la-oms) y tantos más, como ignorantes e incapaces de comprender y criticar objetivamente los artículos sobre epidemiología, y además, los exhibe como plagiadores, porque sus escritos (al menos los de Redacción Médica y El Mundo) son plagio del comunicado de prensa de la Universidad de Cambridge, institución en la que se encuentra la primera autora del estudio, Samantha Ip (https://www.cam.ac.uk/research/news/incidence-of-heart-attacks-and-strokes-was-lower-after-covid-19-vaccination), y comunicado que a su vez se basa en otro comunicado de prensa de Health Data Research UK (https://www.eurekalert.org/news-releases/1052860).
Digamos que es la antítesis del juego de teléfono descompuesto. A diferencia del juego de niños, aquí no se tergiversó el mensaje original, aquí el mensaje original estaba tergiversado, y todos los medios se encargaron de transmitirlo como copia fiel de esa tergiversación. ¡Qué vergüenza!
¿Les parece que reescriba su párrafo con base en los datos que podemos ver en el cuadro 4 y el cuadro 5 del material suplementario?
“Los resultados muestran que la incidencia de trombosis arterial, infartos de miocardio y accidentes cerebrovasculares eran hasta un 107 por ciento mayor en los que recibieron una dosis de vacuna anti-COVID que en los no vacunados. Tras la primera dosis, esta cifra fue hasta un 112 por ciento mayor después de la vacuna de AstraZeneca y hasta un 96 por ciento mayor si era de Pfizer/BioNTech”.
El impacto en los lectores sería diferente, ¿verdad?
¿Cómo podríamos llamarle a su nota editorial correcta? ¿Les parece que sea: «La ciencia desmonta el mito de que las vacunas COVID-19 son seguras»? O tal vez: «Estudio científico da palos a las farmacéuticas y a los médicos alineados». O, mejor: “Alguien necesita pedir perdón y compensar a los que han sido afectados”. Digo, por ideas no paramos.
La ‘cereza del pastel’: Parte del financiamiento para el estudio fue dado por Health Data Research UK, organización que recibe financiamiento de la Fundación Bill y Melinda Gates (https://www.gatesfoundation.org/about/committed-grants/2021/05/inv033701) y por el Wellcome Trust (quien también tiene vínculos financieros con la Fundación B&M https://www.gatesfoundation.org/about/committed-grants/2015/03/opp1128295), entre otros financiadores. Tal vez exista una remota posibilidad de que esto no sea un conflicto de intereses, pero, la verdad, no lo creo.
La otra cara de la historia bien fundamentada
En este video, el Dr. Denis Rancourt cubre todo el período de COVID, antes y después de la distribución de la vacuna, y analiza las posibles causas principales del exceso de mortalidad en esas diferentes fases, entre ellas:
- Estrés biológico y psicológico por las órdenes de vacunación contra la COVID-19;
- Intervenciones médicas, por ejemplo, el uso de respiradores, medicamentos y la negación del tratamiento con antibióticos;
- Inyecciones de la vacuna contra la COVID-19.
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