Kategorie: Nachrichten

Ein Kommentar von Daniel Matissek

Ausgerechnet in Bayern – dem Bundesland des selbstgerechtesten deutschen Corona-Hardliners Markus Söder, dem inzwischen die Verfassungswidrigkeit seiner Ausgangsbeschränkungen in den früheren Lockdowns gerichtlich bestätigt wurde – ist die Inzidenz auf über 635 hochgeschossen, vielerorts liegt sie schon bei über 1.000. Ein Hoch auf die Wirkung der Impfung. Und Söder reagiert genau so, wie es von ihm nicht anders zu erwarten war: Mit der erneuten Stilllegung des öffentlichen Lebens, verbunden mit der Forderung nach einer von ihm selbst zuvor kategorisch ausgeschlossenen allgemeinen Impfpflicht.

Man kann es offenbar nicht abwarten, österreichische protofaschistische Verhältnisse auch in Deutschland zu errichten. In über einem Dutzend bayerischer Landkreise galt zum Wochenende bereits wieder Lockdown für alle – einschließlich Geimpfter. Tendenz steigend. Alles auf Anfang also.

Damit geht auch im Winter 2021 der Alptraum vom Vorjahr weiter – und die Gelackmeierten sind die zahllosen brav doppeltgeimpften Bürger, die nun für ihre von Söder das ganze Jahr über mit religiösem Eifer propagierten „2 Piekse“ keine Freiheit, sondern bestenfalls eine Bratwurst bekamen – und nun erneut mit massiven Alltagseinschränkungen leben müssen. Letztes Jahr hieß die Parole: Harter Lockdown ohne Impfung, Schuld an allem die Querdenker und Superspreader. Jetzt heißt es: Harten Lockdown mit Impfung, Schuld an allem sind die Ungeimpften.

Weihnachtsmärkte abgesagt

Besonders dramatisch ist die erneute Absage der Weihnachtsmärkte, die vor allem in Bayern eine jahrhundertelange Tradition haben und – Beispiel Nürnberg – Weltgeltung besitzen. Am Dienstag wurde bereits der Münchner Christkindlmarkt, der am 22. November hätte beginnen sollen, abgesagt. Oberbürgermeister Dieter Reiter (SPD) rechtfertigte den ebenso kurzfristigen wie drastischen Schritt mit der “katastrophalen Situation” in den Krankenhäusern aufgrund der massiv gestiegenen Covid-Infektionen. “Alles andere wäre eine nicht zu verantwortende Erhöhung des Infektionsrisikos und darüber hinaus auch das falsche Signal.” Es sei, so Reiter, seine Aufgabe, einen reibungslosen Krankenhausbetrieb aufrechtzuerhalten. Dieser sei durch weitere Infektionen gefährdet. Die Stadt ließ verlauten, der Christkindlmarkt sei zwar ein schönes Zeichen für Normalität gewesen, “aber leider sind wir derzeit trotz der Möglichkeit von Impfungen weit von dieser Normalität entfernt, auch weil sich immer noch nicht genügend Menschen haben impfen lassen.”

Es dauerte keine drei Tage, bis dann – dem Münchner Beispiel folgend – bayernweit alle Weihnachtsmärkte abgesagt wurden; in einem Aufwasch mit der erneuten landesweiten Schließung von Clubs und Discotheken. Dem Beispiel folgten mittlerweile eine Vielzahl der deutschen Bundesländer und Kommunen. Inzwischen wird mit der fast gleichlautenden Ausrede der heraufbeschworenen nächsten Krise in den Kliniken (wo die zuvor unter den Augen einer untätigen Politik fahrlässig reduzierten Kapazitäten angeblich am Limit und darüber hinaus sind, übrigens maßgeblich auch dank geimpfter Patienten!), das ganze Land lahmgelegt – nicht nur in Bayern, sondern nach und nach auch in allen anderen Bundesländern. Der fliegende Wechsel von 3G zu 2G zu 2Gplus hin zum Totallockdown vollzieht sich in solchem Tempo, dass viele gar keine Zeit mehr zum Diskriminieren und Ausgrenzen der Ungeimpften finden.

Standbetreiber sind empört und verzweifelt

Die Marktbeschicker und Standbetreiber der Weihnachtsmärkte, die in Nürnberg, Regensburg, Bayreuth oder München gerade erst ihre Aufbauarbeiten abgeschlossen, Waren eingekauft und Personal eingestellt hatten, äußerten Entsetzen und Unverständnis über die überzogenen, einfallslosen und abrupten Entscheidung der Politik. Walter Kaiser, Inhaber eines Familienbetriebes, der seit 65 Jahren Mandeln und Äpfel unter anderem auf dem Münchner Christkindlmarkt verkauft, sprach seine Verzweiflung offen aus: “Unsere Branche ist auf sich alleine gestellt und ohne nennenswerte Einnahmen. Die ganze Hoffnung lag auf dem Münchner Christkindlmarkt, und die wurde uns heute jäh genommen. (…) Für uns ist es nicht nachvollziehbar, dass fünf Tage vor Start des Christkindlmarktes so eine Entscheidung getroffen wird. Wir hätten uns gewünscht, dass diese Entscheidung, wenn sie schon so ausfällt, früher getroffen wird.” 

Noch deutlicher äußerte sich eine weitere Standbetreiberin: “Ich könnte weinen, aber ich will nicht mehr. Wir haben letztes Jahr schon so viel geheult.”. Die alleinegelassenen Unternehmen dürfen sich nun mit denselben Phrasen trösten lassen, die sie schon im Vorjahr zu hören bekamen: Wieder einmal will Münchens OB die Verwaltung prüfen lassen, “wie wir hier einen finanziellen Ausgleich schaffen können.” Noch einen weiteren solchen Winter, und es wird niemanden mehr geben, dem zu helfen ist – weil die meisten Unternehmen dann dichtgemacht haben dürften. Und Weihnachten feiert dann auch keiner mehr.

Andy May

In meinem letzten Beitrag [in deutscher Übersetzung hier] habe ich die NASA-CO2-Daten und die HadCRUT5-Daten von 1850 bis 2020 aufgezeichnet und verglichen. Damit reagierte ich auf eine von Robert Rohde auf Twitter gepostete Grafik, in der er behauptete, dass die beiden Daten gut korrelieren. Das scheint tatsächlich der Fall zu sein, denn das resultierende R² beträgt 0,87. Die verwendete Funktion der kleinsten Quadrate machte die globale Temperaturanomalie zu einer Funktion des Logarithmus zur Basis 2 der CO2-Konzentration (oder „log2CO2„). Das bedeutet, dass die Temperaturveränderung linear mit der Verdoppelung der CO2-Konzentration verläuft, eine gängige Annahme. Bei der Methode der kleinsten Quadrate (LS) wird davon ausgegangen, dass die Messungen der CO2-Konzentration fehlerfrei sind und alle aus der Korrelation resultierenden Fehler (die Residuen) in den HadCRUT5-Schätzungen der globalen durchschnittlichen Oberflächentemperatur enthalten sind.

In den Kommentaren zum vorherigen Beitrag wurde deutlich, dass einige Leser verstanden hatten, dass das berechnete R² (oft als Bestimmtheitsmaß bezeichnet) von LS künstlich aufgebläht wurde, weil sowohl X (log2CO2) als auch Y (HadCRUT5) autokorreliert sind und mit der Zeit zunehmen. Aber einige wenige haben diesen wichtigen Punkt nicht verstanden. Wie die meisten Investoren, Ingenieure und Geowissenschaftler wissen, haben zwei Zeitreihen, die beide autokorreliert sind und mit der Zeit zunehmen, fast immer ein überhöhtes R². Dies ist eine Form der „Scheinkorrelation“. Mit anderen Worten: Ein hohes R² bedeutet nicht unbedingt, dass die Variablen miteinander in Beziehung stehen. Die Autokorrelation ist in der Zeitreihenanalyse und in der Klimawissenschaft von großer Bedeutung, wird aber zu häufig ignoriert. Um eine Korrelation zwischen CO2 und HadCRUT5 zu beurteilen, müssen wir nach Autokorrelationseffekten suchen. Das am häufigsten verwendete Instrument ist die Durbin-Watson-Statistik.

Die Durbin-Watson-Statistik testet die Nullhypothese, dass die Residuen aus einer LS-Regression nicht autokorreliert sind, gegen die Alternative, dass sie es sind. Die Statistik ist eine Zahl zwischen 0 und 4. Ein Wert von 2 bedeutet, dass keine Autokorrelation vorliegt, ein Wert < 2 deutet auf eine positive Autokorrelation und ein Wert > 2 auf eine negative Autokorrelation hin. Da bei der Berechnung von R2 davon ausgegangen wird, dass jede Beobachtung unabhängig von den anderen ist, hoffen wir, dass wir einen Wert von 2 erhalten, so dass das R² gültig ist. Wenn die Regressionsresiduen autokorreliert und nicht zufällig, d. h. normal um den Mittelwert verteilt sind, ist R² ungültig und zu hoch. In dem Statistikprogramm R wird dies – unter Verwendung einer linearen Anpassung – mit nur einer Anweisung durchgeführt, wie unten gezeigt:

R-Code für einen grundlegenden R-DW-Test

Dieses R-Programm liest die HadCRUT5-Anomalien und die in Abbildung 1 dargestellten log2CO2-Werte von 1850-2020 ein, lädt dann die R-Bibliothek, die die Funktion Durbin-Watson-Test enthält, und führt die Funktion aus. Ich übergebe der Funktion nur ein Argument, nämlich die Ausgabe der R-Funktion für lineare Regression lm. In diesem Fall bitten wir lm, eine lineare Anpassung von HadCRUT5 als eine Funktion von log2CO2 zu berechnen. Die Funktion Durbin-Watson (DW) liest die Ausgabe von lm und berechnet die DW-Statistik von 0,8 aus den Residuen der linearen Anpassung, indem sie diese mit sich selbst mit einer Verzögerung von einem Jahr vergleicht.

Die DW-Statistik ist deutlich kleiner als 2, was auf eine positive Autokorrelation hindeutet. Der p-Wert ist Null, was bedeutet, dass die Nullhypothese, dass die HadCRUT5-log2CO2-Residuen der linearen Anpassung nicht autokorreliert sind, falsch ist. Das heißt, sie sind wahrscheinlich autokorreliert. Mit R lässt sich die Berechnung leicht durchführen, aber sie ist unbefriedigend, da wir weder aus der Ausführung noch aus der Ausgabe viel verstehen. Führen wir also die gleiche Berechnung mit Excel durch und gehen wir die komplizierten Details durch.

Die komplizierten Details

Die verwendeten Basisdaten sind in Abbildung 1 dargestellt, die mit Abbildung 2 im vorherigen Beitrag [in deutscher Übersetzung hier] identisch ist:

Abbildung 1. Die orangefarbene Linie ist der log↓2CO↓2-Wert, es wird die rechte Skala verwendet. Die mehrfarbige Linie ist die HadCRUT5-Aufzeichnung der globalen Oberflächentemperatur an Land und im Ozean, sie verwendet die linke Skala. Die verschiedenen Farben kennzeichnen die in der Legende angegebenen Zeiträume.

Streng genommen bezieht sich die Autokorrelation darauf, wie eine Zeitreihe mit einer zeitlichen Verzögerung mit sich selbst korreliert. Visuell können wir sehen, dass beide Kurven in Abbildung 1 autokorreliert sind, wie die meisten Zeitreihen. Das bedeutet, dass ein großer Teil jedes Wertes durch den vorangegangenen Wert bestimmt wird. So ist der log2CO2-Wert im Jahr 1980 stark vom Wert im Jahr 1979 abhängig, und dies gilt auch für die Werte von 1980 und 1979 in HadCRUT5. Dies ist ein kritischer Punkt, da alle LS-Anpassungen davon ausgehen, dass die verwendeten Beobachtungen unabhängig sind und dass die Residuen zwischen den Beobachtungen und den vorhergesagten Werten zufällig und normal verteilt sind. R² ist nicht gültig, wenn die Beobachtungen nicht unabhängig sind; eine fehlende Unabhängigkeit wird in den Regressions-Residuen sichtbar. Nachstehend finden Sie eine Tabelle der Autokorrelationskoeffizienten für die Kurven in Abbildung 1 für Zeitverzögerungen von einem bis acht Jahren:

Tabelle 1. Autokorrelationswerte für ein- bis achtjährige Verzögerungen für die HadCRUT5- und Log↓2CO↓2-Aufzeichnungen.

Die Autokorrelationswerte in Tabelle 1 wurden mit der hier zu findenden Excel-Formel errechnet. Die angezeigten Autokorrelationskoeffizienten variieren wie herkömmliche Korrelations-Koeffizienten von -1 (negative Korrelation) bis +1 (positive Korrelation). Wie Sie in der Tabelle sehen können, sind sowohl HadCRUT5 als auch log2CO2 stark positiv autokorreliert, d. h. sie steigen monoton an, wie wir mit einem Blick auf Abbildung 1 bestätigen können. Die Autokorrelation nimmt mit zunehmender Verzögerung ab, was normalerweise der Fall ist. Das bedeutet lediglich, dass die diesjährige Durchschnittstemperatur enger mit der Temperatur des letzten Jahres zusammenhängt als mit der des Vorjahres usw.

Aus Zeile 1 der Tabelle 1 geht hervor, dass etwa 76 % jeder HadCRUT5-Temperatur und über 90 % jeder NASA-CO2-Konzentration vom Vorjahreswert abhängig sind. In beiden Fällen ist also jeder Jahreswert nicht unabhängig.

Während die oben genannten Zahlen für die einzelnen Kurven in Abbildung 1 gelten, kann die Autokorrelation die Regressions-Statistik eindeutig beeinflussen, wenn die Temperatur- und CO2-Kurven gegeneinander regressiert werden. Diese bivariate Autokorrelation wird in der Regel mit der oben erwähnten Durbin-Watson-Statistik untersucht, die nach James Durbin und Geoffrey Watson benannt ist.

Lineare Anpassung

Wie in dem obigen R-Programm wird die Durbin-Watson-Berechnung traditionell anhand einer linearen Regression der beiden interessierenden Variablen durchgeführt. Abbildung 2 ist wie Abbildung 1, aber wir haben LS-Linien sowohl an HadCRUT5 als auch an Log2CO2 angepasst:

Abbildung 2. Die Linien der kleinsten Quadrate für CO↓2 in orange und HadCRUT5 in blau.

In Abbildung 2 steht Orange für log2CO2 und Blau für HadCRUT5. Die Residuen sind in Abbildung 3 dargestellt. Sie sind nicht zufällig und scheinen autokorreliert zu sein, wie wir es aufgrund der Statistiken in Tabelle 1 erwarten würden. Sie sind autokorreliert und haben die gleiche Form, was besorgniserregend ist.

Abbildung 3. Die Residuen der linearen Anpassung für CO↓2 und HadCRUT5.

Der nächste Schritt im DW-Prozess besteht darin, eine LS-Anpassung an die in Abbildung 3 gezeigten Residuen vorzunehmen, was in Abbildung 4 dargestellt ist:

Abbildung 4. Anpassung der Residuen an die kleinsten Quadrate.

Wie befürchtet, korrelieren die Residuen miteinander und haben eine positive Steigung. Wenn man die DW-Berechnungen auf diese Weise durchführt, erhält man eine DW-Statistik von 0,84, die dem in R berechneten Wert nahe kommt, aber nicht genau gleich ist. Ich vermute, dass dies darauf zurückzuführen ist, dass die mehrfachen Summenquadrat-Berechnungen über 170 Jahre Daten zu dem feinen Unterschied von 0,04 führen. Wir können dies bestätigen, indem wir die R-Berechnung mit den Excel-Residuen durchführen:

R-Code zur Berechnung von DW mit Excel-Residuen

Dies bestätigt, dass beide Berechnungen übereinstimmen, aber es gab Unterschiede in den Quadratsummen-Berechnungen aufgrund der unterschiedlichen Gleitkommagenauigkeit in Excel und R. Bei einer linearen Anpassung an HadCRUT5 und log2CO2 gibt es also ernsthafte Autokorrelationsprobleme. Aber beide sind konkav nach oben gerichtet. Was wäre, wenn wir eine LS-Anpassung verwenden würden, die besser geeignet ist als eine Linie? Die Diagramme sehen aus wie ein Polynom zweiter Ordnung, versuchen wir das.

Polynomielle Anpassung

Abbildung 5 zeigt die gleichen Daten wie in Abbildung 1, aber wir haben Polynome zweiter Ordnung an jede der Kurven angepasst. Die CO2– und HadCRUT5-Daten weisen eine steigende Kurve auf, so dass dies eine große Verbesserung gegenüber den obigen linearen Anpassungen darstellt:

Abbildung 5: Polynom-Anpassungen 2. Ordnung.

Ich sollte erwähnen, dass ich die Gleichungen auf dem Diagramm nicht für die Berechnungen verwendet habe, sondern eine separate Anpassung an die Dekaden vorgenommen habe. Die Dekaden wurden unter Verwendung von 1850 als Null und 1850 bis 1860 als Dezimaldekaden und so weiter bis 2020 berechnet, so dass die X-Variable in der Berechnung kleinere Werte in den Berechnungen der Summe der Quadrate hatte. Damit wird das bereits erwähnte Problem der Fließkomma-Genauigkeit von Excel-Computern umgangen.

Im nächsten Schritt wird der vorhergesagte oder Trendwert für jedes Jahr vom tatsächlichen Wert subtrahiert, um die Residuen zu erhalten. Dies wird für beide Kurven durchgeführt, die Residuen sind in Abbildung 6 dargestellt:

Abbildung 6. Die Residuen der polynomiellen Anpassung.

Abbildung 6 zeigt uns, dass die Residuen der polynomialen Anpassungen an HadCRUT5 und log2CO2 immer noch eine Struktur aufweisen und die Struktur visuell korreliert, was kein gutes Zeichen ist. Dies ist der Teil der Korrelation, der übrig bleibt, nachdem die Anpassung zweiter Ordnung entfernt wurde. In Abbildung 7 habe ich einen linearen Trend an die Residuen angepasst. Das R² ist geringer als in Abbildung 4:

Abbildung 7. Eine Anpassung an die polynomialen Residuen.

Es gibt immer noch ein Signal in den Daten. Es ist positiv, was darauf hindeutet, dass, wenn die Autokorrelation wirklich mit der Anpassung 2. Ordnung entfernt wurde (wir können das statistisch nicht sagen, aber „was wäre wenn“), es immer noch eine kleine positive Veränderung der Temperatur gibt, wenn das CO2 steigt. Denken Sie daran, dass Autokorrelation nicht bedeutet, dass es keine Korrelation gibt, sondern nur, dass sie die Korrelationsstatistiken entkräftet. Wenn die Temperatur größtenteils von der Temperatur des Vorjahres abhängt und wir diesen Einfluss erfolgreich eliminieren können, bleibt die tatsächliche Abhängigkeit der Temperatur vom CO2. Leider können wir nie sicher sein, dass wir die Autokorrelation entfernt haben, und können nur spekulieren, dass Abbildung 7 die wahre Abhängigkeit zwischen Temperatur und CO2 darstellt.

Die Durbin-Watson-Statistik

Nun werden die Berechnungen zur Ermittlung der gemeinsamen Durbin-Watson-Autokorrelation durchgeführt, aber dieses Mal haben wir eine polynomiale Regression 2. Ordnung. Die nachstehende Tabelle zeigt die Durbin-Watson-Statistik zwischen HadCRUT5 und log2CO2 für eine Verzögerung von einem Jahr. Die Berechnungen wurden nach dem hier beschriebenen Verfahren durchgeführt:

Tabelle 2

Der Durbin-Watson-Wert von 0,9 für eine einjährige Verzögerung bestätigt, was wir in den Abbildungen 5 und 6 visuell gesehen haben. Die Residuen sind immer noch autokorreliert, selbst nach Entfernung des Trends zweiter Ordnung. Die verbleibende Korrelation ist, wie zu erwarten, positiv, was vermutlich bedeutet, dass CO2 einen geringen Einfluss auf die Temperatur hat. Wir können diese Berechnung in R bestätigen:

Der R-Code für den DW-Test der Polynom-Anpassung

Diskussion

Das R², das sich aus einer LS-Anpassung der CO2-Konzentration und der globalen Durchschnittstemperaturen ergibt, ist künstlich aufgebläht, weil sowohl CO2 als auch die Temperatur autokorrelierte Zeitreihen sind, die mit der Zeit zunehmen. Daher ist R² in diesem Fall eine ungeeignete Statistik. R² geht davon aus, dass jede Beobachtung unabhängig ist, und wir stellen fest, dass 76 % der globalen Durchschnittstemperatur eines jeden Jahres durch die Temperatur des Vorjahres bestimmt wird, so dass nur ein geringer Anteil durch CO2 beeinflusst wird. Außerdem wird die CO2-Messung jedes Jahres zu 90 % durch den Wert des Vorjahres bestimmt.

Ich kam zu dem Schluss, dass die beste Funktion zur Beseitigung der Autokorrelation ein Polynom 2. Ordnung war, aber selbst wenn dieser Trend entfernt wird, sind die Residuen immer noch autokorreliert, und die Nullhypothese, dass sie nicht korreliert sind, musste verworfen werden. Es ist enttäuschend, dass Robert Rohde, ein promovierter Wissenschaftler, ein Diagramm der Korrelation von CO2 und der globalen Durchschnittstemperatur verschickt und damit andeutet, dass die Korrelation zwischen ihnen ohne weitere Erklärung sinnvoll ist (wie wir in Abbildung 1 des vorherigen Beitrags gezeigt haben), aber er hat es getan.

Jamal Munshi hat 2018 in einem Papier eine ähnliche Analyse wie wir vorgenommen (Munshi, 2018). Er stellt fest, dass die Konsensidee, dass steigende CO2-Emissionen eine Erwärmung verursachen und dass die Erwärmung linear mit der Verdoppelung des CO2 ist (Logarithmusbasis 2), eine überprüfbare Hypothese ist. Diese Hypothese hat sich nicht gut bewährt, weil die Unsicherheit bei der Schätzung der CO2-bedingten Erwärmung (Klimasensitivität) seit über vierzig Jahren hartnäckig groß ist, im Grunde ±50 %. Dies hat dazu geführt, dass der Konsens versucht, von der Klimasensitivität wegzukommen und die Erwärmung mit den gesamten Kohlendioxidemissionen zu vergleichen, weil man glaubt, eine engere und validere Korrelation mit der Erwärmung herstellen zu können. Munshi fährt fort:

„Dieser Zustand in der Klimasensitivitätsforschung ist wahrscheinlich das Ergebnis einer unzureichenden statistischen Strenge in den angewandten Forschungsverfahren. Diese Arbeit zeigt falsche Proportionalitäten in Zeitreihendaten auf, die zu Klimasensitivitäten führen können, die nicht interpretierbar sind. … [Munshis] Ergebnisse deuten darauf hin, dass die große Anzahl von Klimasensitivitäten, die in der Literatur berichtet werden, wahrscheinlich größtenteils falsch sind. … Ausreichende statistische Disziplin wird wahrscheinlich die … Frage der Klimasensitivität auf die eine oder andere Weise klären, entweder um ihren bisher schwer fassbaren Wert zu bestimmen oder um zu zeigen, dass die angenommenen Beziehungen in den Daten nicht existieren.“

(Munshi, 2018)

Während wir in diesem Beitrag die CO2-Konzentration verwendet haben, verwenden viele im „Konsens“ nun die Gesamtemissionen fossiler Brennstoffe in ihrer Arbeit, weil sie denken, dass dies eine statistisch validere Größe zum Vergleich mit der Temperatur ist. Das ist nicht der Fall, die Probleme bleiben bestehen und sind in mancher Hinsicht sogar noch schlimmer, wie Munshi in einem separaten Beitrag erläutert (Munshi, 2018b). Ich stimme mit Munshi darin überein, dass es der Klimagemeinschaft an statistischer Strenge mangelt. Die Gemeinschaft verwendet Statistiken allzu oft, um ihren Mangel an Daten und statistischer Signifikanz zu verschleiern, anstatt zu informieren.

Der R-Code und die Excel-Tabelle, die zur Durchführung aller Berechnungen in diesem Beitrag verwendet wurden, können hier heruntergeladen werden.

Referenzen:

Munshi, J. (2018). The Charney Sensitivity of Homicides to Atmospheric CO₂: A Parody. SSRN. Retrieved from https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=3162520

Munshi, J. (2018b). From Equilibrium Climate Sensitivity to Carbon Climate Response. SSRN. Retrieved from https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=3142525

Link: https://andymaypetrophysicist.com/2021/11/13/autocorrelation-in-co2-and-temperature-time-series/

Übersetzt von Christian Freuer für das EIKE

childrenshealthdefense.org: Die heute von der CDC veröffentlichten VAERS-Daten umfassen insgesamt 894.145 Berichte über unerwünschte Ereignisse aus allen Altersgruppen nach COVID-Impfungen, darunter 18.853 Todesfälle und 139.126 schwere Verletzungen, die zwischen dem 14. Dezember 2020 und dem 12. November 2021gemeldet wurden.

Die Centers for Disease Control and Prevention (CDC) haben heute neue Daten veröffentlicht, aus denen hervorgeht, dass zwischen dem 14. Dezember 2020 und dem 12. November 2021 insgesamt 894.145 unerwünschte Ereignisse nach COVID-Impfstoffen an das Vaccine Adverse Event Reporting System (VAERS) gemeldet wurden. VAERS ist das wichtigste von der Regierung finanzierte System zur Meldung von unerwünschten Impfstoffreaktionen in den USA.

Die Daten umfassten insgesamt 18.853 Meldungen von Todesfällen – ein Anstieg um 392 gegenüber der Vorwoche – und 139.126 Meldungen von schweren Verletzungen, einschließlich Todesfällen, im gleichen Zeitraum – ein Anstieg um 3.726 gegenüber der Vorwoche.

Ohne „ausländische Meldungen“ an VAERS wurden in den USA zwischen dem 14. Dezember 2020 und dem 12. November 2021 654.413 unerwünschte Ereignisse, darunter 8.664 Todesfälle und 54.962 schwere Verletzungen, gemeldet.

Ausländische Meldungen sind Meldungen, die US-Hersteller von ihren ausländischen Tochtergesellschaften erhalten haben. Gemäß den Vorschriften der US-amerikanischen Food and Drug Administration (FDA) muss ein Hersteller, der über einen ausländischen Fallbericht informiert wird, der ein schwerwiegendes Ereignis beschreibt, das nicht auf dem Etikett des Produkts aufgeführt ist, den Bericht an VAERS übermitteln.

Von den 8.664 Todesfällen in den USA, die bis zum 12. November gemeldet wurden, traten 10 % innerhalb von 24 Stunden nach der Impfung auf, 15 % innerhalb von 48 Stunden nach der Impfung und 26 % bei Personen, bei denen die Symptome innerhalb von 48 Stunden nach der Impfung auftraten.

In den USA waren bis zum 12. November 436,9 Millionen COVID-Impfdosen verabreicht worden. Darin enthalten sind: 254,5 Millionen Dosen von Pfizer, 166,3 Millionen Dosen von Moderna und 16,1 Millionen Dosen von Johnson & Johnson (J&J).

Jeden Freitag veröffentlicht VAERS die bis zu einem bestimmten Datum eingegangenen Meldungen über Impfschäden. Die an VAERS übermittelten Meldungen erfordern weitere Untersuchungen, bevor ein kausaler Zusammenhang bestätigt werden kann. In der Vergangenheit hat sich gezeigt, dass VAERS nur 1 % der tatsächlichen unerwünschten Impfstoffereignisse meldet.

Die US-Daten von dieser Woche für 5- bis 11-Jährige zeigen:

• 1.426 unerwünschte Ereignisse insgesamt, darunter 9 als schwerwiegend eingestufte und 1 gemeldeter Todesfall, der bei einem 11-jährigen Mädchen aus Georgia auftrat, das am 14. September geimpft wurde, also vor der Zulassung des COVID-Impfstoffs von Pfizer für die Altersgruppe der 5- bis 11-Jährigen.
• Seit dem 1. November wurden 444 unerwünschte Ereignisse in der Altersgruppe der 5- bis 11-Jährigen gemeldet.
• Die übrigen Meldungen in VAERS für Kinder im Alter von 5 bis 11 Jahren erfolgten vor der Zulassung des COVID-Impfstoffs von Pfizer und sind auf die „Verabreichung des Produkts an Patienten in ungeeignetem Alter“ zurückzuführen.

Die in dieser Woche veröffentlichten US-Daten für 12- bis 17-Jährige zeigen:

• 23.105 unerwünschte Ereignisse insgesamt, darunter 1.429 als schwerwiegend eingestufte und 30 gemeldete Todesfälle.

Der jüngste Todesfall betrifft ein 16-jähriges Mädchen aus Missouri (VAERS-Identifikationsnummer 1823671), das nach der Einnahme der zweiten Dosis von Pfizer starb.

Zu den weiteren gemeldeten Todesfällen gehören eine 17-jährige Frau aus Washington (VAERS-Identifikationsnummer 1828901), die am 29. Oktober an einem Herzleiden starb, nachdem sie ihre zweite Dosis Pfizer erhalten hatte, ein 12-jähriges Mädchen aus South Carolina (VAERS-Identifikationsnummer 1784945), das 22 Tage nach der Verabreichung des COVID-Impfstoffs von Pfizer Blutungen erlitt, und ein 13-jähriges Mädchen aus Maryland (VAERS-Identifikationsnummer 1815096), das 15 Tage nach der Verabreichung ihrer ersten Dosis des Impfstoffs von Pfizer an einem Herzleiden starb.

• 59 Berichte über Anaphylaxie bei 12- bis 17-Jährigen, bei denen die Reaktion lebensbedrohlich war, eine Behandlung erforderte oder zum Tod führte – wobei 96 % der Fälle auf den Impfstoff von Pfizer zurückgeführt wurden.
• 559 Berichte über Herzmuskelentzündung (Myokarditis) und Herzbeutelentzündung (Perikarditis), wobei 549 Fälle auf den Impfstoff von Pfizer zurückgeführt wurden.
• 134 Berichte über Blutgerinnungsstörungen, wobei alle Fälle auf Pfizer zurückgeführt wurden.

Die in dieser Woche veröffentlichten VAERS-Daten für den Zeitraum vom 14. Dezember 2020 bis zum 12. November 2021 für alle Altersgruppen zusammen zeigen:

• 19 % der Todesfälle waren auf Herzkrankheiten zurückzuführen.
• 54 % der Verstorbenen waren männlich, 42 % waren weiblich, und bei den übrigen Todesmeldungen wurde das Geschlecht der Verstorbenen nicht angegeben.
• Das Durchschnittsalter der Verstorbenen lag bei 72,7 Jahren.
• Bis zum 12. November meldeten 4.362 schwangere Frauen unerwünschte Ereignisse im Zusammenhang mit COVID-Impfstoffen, darunter 1.376 Berichte über Fehl- oder Frühgeburten.
• Von den 3.158 gemeldeten Fällen von Bell’s Palsy wurden 51 % auf Impfungen von Pfizer, 41 % auf Moderna und 8 % auf J&J zurückgeführt.
• 743 Berichte über das Guillain-Barré-Syndrom (GBS), wobei 42 % der Fälle auf Pfizer, 31 % auf Moderna und 27 % auf J&J zurückgeführt wurden.
• 2.125 Berichte über Anaphylaxie, wobei die Reaktion lebensbedrohlich war, eine Behandlung erforderte oder zum Tod führte.
• 11.058 Berichte über Blutgerinnungsstörungen. Davon wurden 4.888 Berichte Pfizer, 3.937 Berichte Moderna und 2.179 Berichte J&J zugeschrieben.
• 3.145 Fälle von Myokarditis und Perikarditis, wobei 1.963 Fälle Pfizer, 1.041 Fälle Moderna und 130 Fälle dem COVID-Impfstoff von J&J zugeschrieben wurden.

FDA und CDC genehmigen COVID-Auffrischungsimpfungen von Pfizer und Moderna für alle Erwachsenen

Die US-Arzneimittelbehörde (FDA) hat heute die COVID-Auffrischungsimpfungen von Moderna und Pfizer für alle Erwachsenen genehmigt. Die Behörde traf ihre Entscheidung ohne die Mitwirkung ihres beratenden Ausschusses, dessen Mitglieder sich am 17. September mit 16 zu 2 Stimmen gegen die Empfehlung von Auffrischungsimpfungen aussprachen, wobei sie sich auf einen Mangel an Langzeitdaten beriefen und erklärten, dass die Risiken den Nutzen nicht überwiegen.

Stunden nach der Bekanntgabe der FDA-Entscheidung stimmte auch der Beratende Ausschuss für Impfpraktiken (ACIP) der CDC einstimmig für die Auffrischungsimpfung.

Der ACIP sagte, dass 18- bis 49-Jährige eine Auffrischungsimpfung bekommen können, aber Menschen über 50 soll die Priorität geben werden. Es wird erwartet, dass CDC-Direktorin Dr. Rochelle Walensky die Dosen genehmigt, sodass die Auffrischungsimpfungen auf breiter Basis an die Allgemeinheit verabreicht werden können.

Für die FDA sprach Dr. Peter Marks, Leiter des Center for Biologics Evaluation and Research der Behörde, in einer Erklärung:

„Die FDA ist zu dem Schluss gekommen, dass die derzeit verfügbaren Daten eine Ausweitung der Berechtigung für eine einmalige Auffrischungsdosis der Impfstoffe Moderna und Pfizer-BioNTech COVID-19 auf Personen ab 18 Jahren unterstützen.“

Dr. Paul Offit, Direktor des Vaccine Education Center am Children’s Hospital of Philadelphia und Mitglied des FDA-Beratungsgremiums, war mit der Art und Weise, wie die FDA zu ihrer Entscheidung kam, nicht einverstanden.

In einer E-Mail an die Epoch Times sagte Offit: „Ich denke, es wäre für die Öffentlichkeit von Nutzen gewesen, eine offene Diskussion über die Notwendigkeit von Auffrischungsimpfungen zu hören. Ich wünschte, wir hätten die Gelegenheit gehabt, dies zu diskutieren.

Die FDA erklärte, sie habe keine Sitzung abgehalten, weil „die Behörde den Ausschuss zuvor zu ausführlichen Diskussionen über die Verwendung von Auffrischungsdosen von COVID-19-Impfstoffen einberufen hatte und nach Prüfung der Anträge von Pfizer und Moderna [Emergency Use Authorization] zu dem Schluss kam, dass die Anträge keine Fragen aufwerfen, die von einer zusätzlichen Diskussion durch die Ausschussmitglieder profitieren würden.“

Pfizer und BioNTech hatten die Zulassung letzte Woche beantragt, nachdem sie die Ergebnisse einer Phase-3-Studie mit mehr als 10.000 Teilnehmern vorgelegt hatten.

Moderna reichte seinen Antrag für seine 50-Mikrogramm-Booster-Dosis für alle Erwachsenen erst vor zwei Tagen erneut ein. Nach Angaben des Unternehmens stützte die FDA ihre Entscheidung auf die „Gesamtheit der vom Unternehmen vorgelegten wissenschaftlichen Beweise“, einschließlich Daten, die zeigten, dass die neutralisierenden Antikörper nach etwa sechs Monaten nachgelassen hatten.

14-jähriges Mädchen aus Kentucky erhält irrtümlich Impfstoff von J&J

Einem 14-jährigen Mädchen aus Kentucky wurde irrtümlich der COVID-Impfstoff von J&J verabreicht, der für Personen unter 18 Jahren nicht zugelassen ist, berichtet die International Business Times.

Das Mädchen erhielt die Impfung am 16. Oktober bei einem Impfstoff-Drive-in an einer High School in Covington.

Die Mutter des Mädchens, Rolina Mason, sagte, ihre Tochter zögere, sich impfen zu lassen, und wolle den J&J-Impfstoff, weil es nur eine Dosis sei. Mason war damit einverstanden, dass die Krankenschwester den J&J-Impfstoff verabreichen konnte, wusste aber nicht, dass er nicht für Kinder zugelassen war.

Mason sagte, sie habe der Krankenschwester vertraut, die ihnen gesagt habe, dass es für ihre Tochter in Ordnung sei, den Impfstoff zu bekommen.

Das Gesundheitsamt setzte sich eine Woche später mit Mason in Verbindung und teilte ihr mit, dass ihre Tochter stattdessen den COVID-Impfstoff von Pfizer hätte erhalten sollen. Berichten zufolge erlitt Masons Tochter nach der Impfung Hautausschläge.

Staaten umgehen CDC und geben COVID-Auffrischungsimpfungen an alle Erwachsenen vor der Zulassung aus

Beamte der Bundesstaaten von Kalifornien bis Maine ermutigten und erlaubten erwachsenen Einwohnern, sich gegen COVID impfen zu lassen, obwohl die FDA und die CDC empfohlen hatten, die Impfungen älteren Menschen und Risikogruppen vorzubehalten, wie CNBC berichtete.

Kalifornien wies auch die medizinischen Dienstleister an, keine Erwachsenen abzuweisen, die eine Auffrischungsimpfung beantragten.

Arkansas, Colorado, Louisiana, Kansas, Kentucky, Maine, New Mexico, Vermont und West Virginia setzen sich ebenfalls für eine flächendeckende Einführung von Auffrischungsimpfungen für alle vollständig geimpften Erwachsenen ein, wobei die Gouverneure von Colorado und New Mexico eine Woche, bevor die FDA die Impfungen für die Allgemeinbevölkerung genehmigte, Durchführungsverordnungen unterzeichneten.

Der Gouverneur von West Virginia, Jim Justice, rief alle Erwachsenen im Bundesstaat dazu auf, sich auffrischen zu lassen, und fügte hinzu, dass vollständig geimpfte Einwohner „sehr dumm“ wären, sich nicht für die dritte Dosis anzumelden.

Der Gouverneur von Arkansas, Asa Hutchinson, sagte am Montag bei einem Briefing, er wolle sicherstellen, dass alle Personen ab 18 Jahren für eine Auffrischungsimpfung in Frage kämen und dazu ermutigt würden. Danyelle McNeill, eine Sprecherin des Gesundheitsministeriums von Arkansas, teilte dem Sender CNBC in einer E-Mail mit, dass „die große Mehrheit der Erwachsenen in Arkansas“ von der CDC bereits als hochgefährdet eingestuft wurde, bevor Hutchinson seine Empfehlung aussprach.

Kentucky genehmigte am Mittwoch Auffrischungsimpfungen für vollständig geimpfte Erwachsene, während Connecticut, Kansas, Louisiana, Maine, Massachusetts und Vermont ihre Auffrischungsprogramme diese Woche ausweiteten, bevor die FDA und die CDC heute ihre Zustimmung gaben.

Mehrere Kinder in Kalifornien nach falscher COVID-Impfstoffdosis erkrankt

Mindestens zwei Kinder in Kalifornien sind erkrankt, nachdem eine Klinik 14 Kindern die falschen Dosen eines COVID-Impfstoffs verabreicht hat.

Denise Iserloth sagte, sie habe ihre beiden Kinder im Alter von 8 und 11 Jahren in eine Klinik gebracht, wo sie 20 Mikrogramm statt der empfohlenen 10 Mikrogramm erhielten.

Sutter Health sagte in einer Erklärung, dass man die Eltern sofort nach Bekanntwerden des Fehlers gewarnt habe und sich mit den Eltern in Verbindung gesetzt habe, um sie über die CDC-Richtlinien zu informieren. Iserloth sagte jedoch, dass sie erst 10 Stunden, nachdem ihre Kinder geimpft worden waren, von dem Fehler erfuhr.

Ihre beiden Kinder blieben am Montag mit starken Bauchschmerzen von der Schule fern, und ihr ältestes Kind fiel in den Stunden nach der Impfung zweimal hin, so Iseroth.

„Ich verstehe das Mandat, ich habe versucht, mich daran zu halten, und meine Kinder haben jetzt eine doppelte Dosis bekommen, und ich kenne die Langzeitnebenwirkungen nicht“, sagte Iserloth. „[…] Das ist inakzeptabel und fahrlässig, völlig fahrlässig von ihrer Seite.“

COVID-Krankenhausaufenthalte nehmen bei Vollgeimpften zu

Laut Dr. Anthony Fauci, Direktor des National Institute for Allergy and Infectious Diseases, nehmen COVID-Krankenhausaufenthalte und Besuche in der Notaufnahme bei vollständig geimpften Personen zu.

„Was wir jetzt zu beobachten beginnen, ist ein Anstieg der Krankenhausaufenthalte bei Menschen, die zwar geimpft, aber nicht aufgefrischt wurden“, sagte Fauci am Dienstag. „Es ist ein signifikanter Anteil, aber bei weitem nicht die Mehrheit“.

In einem Briefing des COVID-19-Reaktionsteams im Weißen Haus am Mittwoch betonte Fauci die Bedeutung der Impfstoffe und hob hervor, wie gut sie funktionieren. Auf demselben Podium berichtete CDC-Direktor Walensky über einen Rückgang der Impfeffektivität bei älteren Menschen und Bewohnern von Langzeitpflegeeinrichtungen, von denen viele im letzten Winter als erste geimpft werden konnten.

Die derzeitige Sieben-Tage-Rate der COVID-Krankenhauseinweisungen liegt nach Angaben der CDC bei etwa 5.300 pro Tag.

Es ist nicht klar, wie viele Krankenhauseinweisungen Durchbruchsfälle sind, da die Behörde die Berichterstattung über Krankenhauseinweisungen bei vollständig geimpften Personen eingestellt hat und ihre Website nur Daten bis zum 28. August zeigt.

CDC gibt zu, keine Daten zur natürlichen Immunität zu erfassen

In ihrer Antwort auf eine Anfrage nach dem Freedom of Information Act (FOIA) erklärte die CDC, dass sie keine Aufzeichnungen darüber hat, dass eine zuvor mit COVID infizierte Person sich erneut infiziert oder das Virus auf andere übertragen hat – weil die Behörde diese Daten nicht sammelt.

Die FOIA-Anfrage, die am 2. September von Rechtsanwalt Aaron Siri von der Anwaltskanzlei Siri & Glimstad im Namen des Informed Consent Action Network eingereicht wurde, suchte nach Dokumenten, die jeden dokumentierten Fall einer Person wiedergeben, die: (1) nie einen COVID-Impfstoff erhalten hat; (2) einmal mit COVID infiziert war, sich erholt hat und später wieder infiziert wurde; und (3) SARS-CoV-2 auf eine andere Person übertragen hat, als sie wieder infiziert wurde.

Die CDC antwortete am 5. November mit den Worten:

„Eine Durchsuchung unserer Unterlagen ergab keine Dokumente, die Ihre Anfrage betreffen. Das CDC Emergency Operations Center (EOC) teilte mit, dass diese Informationen nicht gesammelt werden“.

Laut Siri wirft die Enthüllung, dass die CDC keine Daten über Menschen sammelt, die eine natürliche Immunität gegen das Virus erworben haben, Fragen über Impfstoffmandate auf, insbesondere darüber, wie die Regierung oder Arbeitgeber Impfstoffe für Menschen vorschreiben können, die sie möglicherweise nicht brauchen und die ein überdurchschnittlich hohes Risiko haben könnten, eine unerwünschte Reaktion auf die Impfungen zu erfahren.

Die Pressesprecherin der deutschen Polizeigewerkschaft Sachsen Cathleen Martin warnte gegenüber RTL vor einem Zusammenbruch des Polizeidienstes aufgrund einer massiven Häufung von Corona-Fällen. Diese betreffen zu 80% Impflinge – sie führt das auf fehlende Booster-Impfungen zurück.

400 von 14.000 Beamten seien an Covid-19 „erkrankt“, 600 seien in Quarantäne. Martin errechnet daraus eine Corona-Inzidenz von stolzen 4.000 im sächsischen Polizeidienst. Zu 80% seien die Betroffenen geimpft. Bedenklich findet sie diesen Anteil jedoch nicht: Sie erklärt dieses (freilich wohlbekannte) „Phänomen“ damit, dass man bei der Polizei schlichtweg die Booster-Impfungen verschlafen habe. Ob dem eine detaillierte Analyse des Impfzeitpunkts der betroffenen Beamten zugrundeliegt, bleibt offen. Die Devise lautet schlicht: Wer trotz Impfung erkrankt, braucht eben noch eine weitere Impfung.

Israelische Studie: Booster-Wirksamkeit überschätzt

Tatsächlich hat ein Paper aus Israel jüngst festgestellt, dass die Wirksamkeit der gepriesenen Booster-Shots in Wahrheit weit hinter den Erwartungen zurückbleibt. Dazu wurden Daten analysiert, die das israelische Gesundheitsministerium (MOH) am 1. November 2021 auf seinem Kontroll-Dashboard über die Rückkehr von Israelis über den nationalen Flughafen veröffentlicht hatte. Diese erlaubten einen Vergleich der Covid-Fälle unter geimpften und ungeimpften Personen – wobei der Impfstatus nach den Green Pass-Regelungen bestimmt wurde, denen zufolge nach sechs Monaten eine Nachimpfung nötig ist. Die Ergebnisse waren ernüchternd:

Die Analyse legt nahe, dass der relative Schutz der Auffrischimpfung gegen Infektionen wahrscheinlich deutlich geringer ist als die anfänglichen Schätzungen des MOH von 10-11-fach (über 90%), wahrscheinlich bestenfalls etwa 60%. Dies impliziert auch, dass die absolute Zahl der infizierten Personen in der Gruppe der Geimpften wahrscheinlich mindestens so hoch ist wie in der Gruppe der Ungeimpften, was ernsthafte Bedenken aufkommen lässt, dass der neue Green Pass die Ausbreitung von Infektionen ineffizient verhindert und Personen mit hohem Risiko einem Risiko aussetzen könnte.

Quelle

Auch in Deutschland sind bereits Fälle von Impfdurchbrüchen trotz Booster-Schuss publik geworden – und das, obwohl die Booster-Impfkampagne hier gerade erst anläuft.

Das sächsische Innenministerium teilt Cathleen Martins panische Einschätzung übrigens nicht: Die Einsatzfähigkeit der sächsischen Polizei sei aktuell nicht gefährdet, erklärte man dort auf RTL-Anfrage.

Laut einer 34-seitigen Vorabpublikation über die Wirksamkeit des Impfstoffs, die in The Lancet veröffentlicht wurde, starben 3.939 von 4,03 Millionen Schweden, die die zweite Dosis eines COVID-Impfstoffs erhalten hatten, in weniger als zwei Wochen.

Den Daten einer großen schwedischen Studie zufolge sterben Menschen noch Wochen nach der zweiten COVID-Impfdosis mit einer Rate, die 20 % oder mehr über der normalen Rate liegt.

Die Zahlen sind in einem Preprint-Papier über die Wirksamkeit des Impfstoffs enthalten, das letzten Monat veröffentlicht wurde. Das Hauptergebnis der Studie war, dass der Schutz gegen COVID, einschließlich schwerer Fälle, nach sechs Monaten abnahm.

Die Forscher untersuchten nicht ausdrücklich die Todesfälle, die seit dem Sommer in vielen Ländern mit stark geimpften Bevölkerungen zugenommen haben.

Aber auf Seite 32 des 34-seitigen Berichts zeigt eine Grafik, dass 3.939 von 4,03 Millionen Schweden, die die zweite Dosis erhalten hatten, weniger als zwei Wochen später starben.

Lancet preprint

Über einen Zeitraum von einem Jahr würde diese Sterblichkeitsrate einer jährlichen Sterblichkeitsrate von etwa 2,5 % entsprechen – 1 von 40 Personen – und damit fast dreimal so hoch wie der schwedische Gesamtdurchschnitt. In einem typischen Jahr stirbt etwa 1 von 115 Schweden.

Bei diesem enormen Unterschied bleibt natürlich ein wichtiger Störfaktor unberücksichtigt: Jüngere Menschen, die ein viel geringeres Sterberisiko haben, waren seltener geimpft worden.

Schweden stellt jedoch auch detaillierte Daten über die Gesamttodesfälle im Land zur Verfügung, die einen groben Vergleich der Ausgangslage ermöglichen.

Aus diesen Daten geht hervor, dass zwischen 2015 und 2019 zwischen dem 1. April und Anfang August, dem Zeitraum, in dem fast alle der 4 Millionen Schweden in der Studie ihre zweite Dosis erhielten, durchschnittlich etwa 1.650 Schweden pro Woche starben. Die Sterberaten schwankten in diesen Jahren kaum.

Mit anderen Worten: Im Frühjahr und Sommer gibt es in Schweden normalerweise alle zwei Wochen etwa 3 300 Todesfälle – und zwar nicht nur bei den Geimpften, sondern bei allen 10,6 Millionen Einwohnern.

Gehen wir also von einer unglaublich konservativen Annahme aus, die stark für die Impfstoffe spricht. (Die nächsten Absätze sind etwas kompliziert, aber ich hoffe, es lohnt sich, sich die Zeit zu nehmen, sie zu lesen und durchzudenken).

Nehmen wir an, dass die Gruppe der Geimpften so viel älter und ungesünder ist als die der Ungeimpften, dass jeder einzelne Todesfall in Schweden auf sie zurückzuführen ist, unabhängig davon, ob sie geimpft wurden oder nicht. Mit anderen Worten, nehmen wir an, dass selbst wenn es die Impfstoffe nicht gegeben hätte, alle Menschen in Schweden, die gestorben sind, zu dieser Gruppe von 4,03 Millionen Menschen gehört hätten, die von den Forschern beobachtet wurden – während kein einziger anderer Mensch gestorben wäre.

In diesem Fall „müssten“ diese 4,03 Millionen Menschen alle zwei Wochen etwa 3.300 Todesfälle haben. Sie KÖNNEN NICHT MEHR HABEN – denn ganz Schweden hat nicht mehr.

Aber die Impfstoffe gibt es doch. Diese 4,03 Millionen Menschen haben sie erhalten. Und in den zwei Wochen nach Erhalt der zweiten Impfstoffdosis gab es nach Angaben der Forscher nicht etwa 3.300, sondern 3.939 Todesfälle.

Und 3.939 Todesfälle sind etwa 20 % mehr Todesfälle, als in diesen zwei Wochen nach der Impfung hätten auftreten sollen. Auch hier ist die Zahl von 20 % eine Untertreibung, da in der Realität auch bei den 6,6 Millionen Ungeimpften einige Todesfälle auftreten werden, so dass die tatsächliche Ausgangszahl für die geimpfte Gruppe nicht 3.300 Todesfälle, sondern etwas weniger beträgt.

Leider haben die Forscher keine detaillierten Angaben zu den Todesfällen gemacht, so dass es unmöglich ist, festzustellen, ob es sich um einen unverhältnismäßig hohen Anteil an Herz-Kreislauf-Erkrankungen handelt.

Es lässt sich auch nicht feststellen, ob ein bestimmter Impfstoff überproportional häufig zu Todesfällen führte. (In Schweden wurde hauptsächlich der mRNA-Impfstoff von Pfizer verwendet, außerdem ein Teil des DNA/AAV-Impfstoffs von AstraZeneca, der in den USA nicht erhältlich ist, und eine kleine Menge des mRNA-Impfstoffs von Moderna).

Es ist natürlich möglich, dass die zusätzlichen Todesfälle auf einen Zufall zurückzuführen sind.

Oder dass die Handvoll älterer Schweden, die im Februar und März geimpft wurden, einen unverhältnismäßig hohen Anteil an den Todesfällen nach der Impfung hatten. (Da die schwedischen Sterberaten pro Woche im Winter höher sind, würde eine große Anzahl von Todesfällen nach der Impfung in diesen Monaten die Stärke des Signals etwas verringern, obwohl es immer noch vorhanden wäre).

Doch abgesehen von diesen Vorbehalten bieten die schwedischen Zahlen einen sehr großen realen Datensatz, der offenbar einen deutlichen Anstieg der Gesamtsterblichkeit direkt nach der COVID-Impfung zeigt.

Sie sind ein weiterer Beleg für ein zunehmend besorgniserregendes Bild – neben Fall- und Anekdotenberichten, einem bekannten Zusammenhang mit Herzentzündungen bei jungen Männern, den aktualisierten Daten der klinischen Studie von Pfizer, die ein zahlenmäßiges Ungleichgewicht der Todesfälle bei geimpften Personen aufzeigen, und vor allem dem allgemeinen Anstieg der Gesamtmortalität in vielen Ländern.

Und all diese Warnsignale gelten für Impfstoffe, die – wenn die schwedischen Daten korrekt sind – das Risiko einer COVID-Infektion nach etwa acht Monaten tatsächlich erhöhen können.

Ja, ERHÖHEN.

Sehen Sie, wie die schwarze Linie im oberen Diagramm unter den Nullwert fällt? Das steht für eine negative Wirksamkeit, was bedeutet, dass geimpfte Personen ein höheres Risiko haben, sich zu infizieren, als ungeimpfte.

Und wie das zweite Diagramm zeigt, tendiert die Wirksamkeit gegen schwere COVID-Infektionen ebenfalls gegen Null.

Dennoch versuchen die Biden-Administration und die Regierungen in ganz Europa weiterhin, mehr Menschen zur Einnahme dieser Impfstoffe zu zwingen.

Warum eigentlich?

In der europäischen Datenbank für Verdachtsmeldungen von Nebenwirkungen (EudraVigilance) wurden bis zum 13. November 30.551 Todesfälle und 1.163.356 Fälle von Nebenwirkungen nach Corona-Impfungen registriert.

Die von der Europäischen Arzneimittelagentur (EMA) eingerichtete Datenbank enthält Daten über vermutete Nebenwirkungen im Europäischen Wirtschaftsraum (EWR) zugelassenen Arzneimitteln.

Über die Website von EudraVigilance:

• Pharmazeutische Unternehmen, die die Genehmigung für das Inverkehrbringen eines Arzneimittels besitzen, sowie die nationalen Arzneimittelbehörden im EWR sind gesetzlich verpflichtet, Berichte über vermutete Nebenwirkungen an EudraVigilance zu übermitteln. Dazu gehören auch Berichte von Angehörigen der Gesundheitsberufe und Patienten. Nicht schwerwiegende Nebenwirkungen, die außerhalb des EWR auftreten, sind ausgeschlossen.
• Der Webbericht enthält keine Berichte aus der Forschung (z. B. klinische Versuche oder nicht-interventionelle Studien) oder andere Arten von Berichten (d. h. nur Spontanberichte).
• Eine Nebenwirkung wird als „schwerwiegend“ eingestuft, wenn sie (i) zum Tod führt, (ii) lebensbedrohlich ist, (iii) einen Krankenhausaufenthalt oder die Verlängerung eines bestehenden Krankenhausaufenthalts zur Folge hat, (iv) eine dauerhafte oder erhebliche Behinderung/Invalidität (nach Ansicht des Berichterstatters) verursacht, (v) eine angeborene Anomalie/Fehlbildung darstellt oder (vi) zu anderen medizinisch bedeutsamen Zuständen führt.

Von den 30.551 Todesfällen waren 14.303 auf den Impfstoff von Pfizer, 8385 auf den Impfstoff von Moderna, 1793 auf den Impfstoff von Janssen und 6070 auf den Impfstoff von AstraZeneca zurückzuführen.

166.346 Fälle von Nebenwirkungen wurden der EMA aus den Niederlanden gemeldet. Die Niederlande mit Deutschland sind fast überall führend:

Anzahl der gemeldeten unerwünschten Ereignisse nach dem Moderna-Impfstoff (www.adrreports.eu)

Anzahl der gemeldeten unerwünschten Ereignisse nach dem Impfstoff von Pfizer (www.adrreports.eu)

Anzahl der gemeldeten unerwünschten Ereignisse nach dem Impfstoff von Janssen (www.adrreports.eu)

Anzahl der gemeldeten unerwünschten Ereignisse nach dem Impfstoff von AstraZeneca (www.adrreports.eu)

Mehr Details der Nebenwirkungen sind hier zu finden im Original oder Google Übersetzung.