Seroprevalencia de rubeola en Colombia: un análisis por cohorte de nacimiento

Soroprevalência de rubéola na Colômbia: análise por coorte de nascimento

Doracelly Hincapie-Palacio Viviana Lenis Ballesteros Martha Ospina Ospina Olga Lucía Pérez Toro Francisco J Díaz Acerca de los autores

Resúmenes

OBJETIVO

: Estimar la seroprevalencia de rubéola y factores asociados.

METODOS

: Estudio de seroprevalencia poblacional con una muestra aleatoria de 2.124 individuos de seis a 64 años, representativa por edad, sexo y área en Medellín, Colombia, 2009. Se analizó la asociación de variables biológicas y socioeconómicas con la seroprotección para rubéola, según la cohorte del año de nacimiento antes (1954 a 1990) y después (1991 a 2003) del inicio de la vacunación universal. Se determinaron los títulos de IgG con pruebas de alta sensibilidad (AxSYM ® Rubella IgG – Laboratorio Abbott) y especificidad (VIDAS RUB IgG II ® – Laboratorio BioMerieux). Se estimaron proporciones y promedios ponderados derivados de un muestreo complejo incluyendo un factor de corrección por las diferencias en la participación por sexo. Se analizó la asociación de la protección por grupos de variables biológicas y sociales con un modelo de regresión logística, según la cohorte de nacimiento.

RESULTADOS

: Los títulos promedio de IgG fueron más altos en los nacidos antes del inicio de la vacunación (media 110 UI/ml; IC95% 100,5;120,2) que en los nacidos después (media 64 UI/ml; IC95% 54,4;72,8), p = 0,000. La proporción de protección fue creciente de 88,9% en los nacidos en 1990-1994, de 89,2% en 1995-1999 y de 92,1% en 2000 a 2003, posiblemente relacionado con la administración del refuerzo desde 1998. En los nacidos antes del inicio de la vacunación, la seroprotección estuvo asociada con el antecedente de contacto con casos (RD 2,6; IC95% 1,1;5,9), el estado de salud (RD 2,5; IC95% 1,05;6,0), el nivel de escolaridad (RD 0,2; IC95% 0,08;0,8) y los años de residencia del hogar en el barrio (RD 0,96; IC95% 0,98;1,0), luego de ajustar por todas las variables. En los nacidos después se asoció con el tiempo de sueño efectivo (RD 1,4; IC95%1,09;1,8) y el estado de salud (RD 5,5; IC95%1,2;23,8).

CONCLUSIONES

: La vacunación masiva generó un cambio en el perfil de seroprevalencia, siendo mayores los títulos en quienes nacieron antes del inicio de la vacunación. Se recomienda monitorear el sostenimiento del nivel de protección a largo plazo y concertar acciones para el mejoramiento de las condiciones socioeconómicas potencialmente asociadas.

Vacuna contra la Rubéola, provisión & distribución; Rubéola (Sarampión Alemán), prevención & control; Efecto de Cohortes; Factores Socioeconómicos; Estudios Seroepidemiológicos


OBJETIVO

: Estimar a soroprevalência de rubéola e fatores associados.

MÉTODOS

: Estudo de soroprevalência em população a través de uma amostra aleatória de 2.124 indivíduos de seis a 64 anos, representativa por idade, sexo e área em Medellín, Colômbia, 2009. Foi analisada a associação de variáveis biológicas e socioeconômicas com a soroproteção para rubéola, de acordo com a coorte de nascimento antes (1954 a 1990) e depois (1991 a 2003) do inicio da vacinação universal. Foram determinados os títulos de IgG com testes de alta sensibilidade (AxSYM® Rubella IgG – Laboratório Abbott) e especificidade (VIDAS RUB IgG II® – Laboratório BioMerieux). Foram estimadas proporções e médias ponderadas derivadas de amostragem complexa incluindo um fator de correição pelas diferenças na participação por sexo. Foi analisada a associação da proteção por grupos de variáveis biológicas e sociais com um modelo de regressão logística, segundo a coorte de nascimento.

RESULTADOS

: As médias dos títulos de IgG foram maiores nos nascidos antes do inicio da vacinação (média 110UI/ml; IC95% 100,5;120,2) do que nos nascidos posteriormente (média 64 UI/ml; IC 95% 54,4;72,8), p = 0,000. A proporção de proteção foi crescente de 88,9% nos nascidos em 1990-1994, de 89,2% em 1995-1999 e de 92,1% em 2000 a 2003, provavelmente relacionado à administração do reforço desde 1998. A soroproteção esteve associada nos nascidos antes com o fato de ter contato com casos (RD 2,6; IC95% 1,1;5,9), o estado de saúde (RD 2,5; IC95% 1,05;6,0), o nível de escolaridade (RD 0,2; IC95% 0,08;0,8) e os anos morando no bairro (RD 0,96; IC95% 0,98;1,0), após ajuste por todas as variáveis. Nos nascidos posteriormente, houve associação com o tempo de sono efetivo (RD 1,4; IC95% 1,09;1,8) e o estado de saúde (RD 5,5; IC95% 1,2;23,8).

CONCLUSÕES

: A vacinação massiva gerou mudanças no perfil da soroprevalência, sendo maiores os títulos naqueles nascidos antes do inicio da vacinação. Propõe-se realizar monitoramento do nível de proteção em longo prazo e concertar ações para aprimorar as condições socioeconômicas potencialmente associadas.

Vacina contra Rubéola, provisão & distribuição; Rubéola (Sarampo Alemão), prevenção & controle; Efeito de Coortes; Fatores Socioeconômicos; Estudos Soroepidemiológicos


INTRODUCCIÓN

La región de las Américas propuso la eliminación de la rubéola y el síndrome de rubéola congénita para 2010. 20 20 . Organización Panamericana de La Salud. Nueva meta de los programas de vacunación en la Región de las Américas: eliminar la rubéola y el síndrome de rubéola congénita. Rev Panam Salud Publica. 2003;14(5):359-63. DOI:10.1590/S1020-49892003001000015
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Los casos confirmados disminuyeron en 98,0% de 1998 a 2006, pero se presentó un brote entre 2006 y 2009 que afectó con mayor frecuencia a hombres jóvenes, no incluidos en las campañas de vacunación, dirigidas a mujeres en edad fértil. Se confirmaron 18.230 casos de rubéola y 27 de síndrome de rubéola congénita, especialmente en Brasil, Chile y Argentina. 6 . Castillo-Solorzano C, Marsigli C, Bravo-Alcantara P, Flannery B, Ruiz Matus C, Tambini G, et al. Elimination of rubella and congenital rubella syndrome in the Americas. J Infect Dis . 2011 Sep 1;204(Suppl 2):S571-8. DOI:10.1093/infdis/jir472
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En Colombia se pasó de 928 casos confirmados entre 1995 y 2005, a 18 casos de 2006 a 2009. La vacunación masiva se inició en niños menores de cinco años en 1995. El esquema actual incluye una dosis de Sarampión-Rubéola-Parotiditis (SRP) al año de edad. En 1998, se incluyó un refuerzo a los diez años. A partir de 2002 este refuerzo se aplica a los cinco años. Se han realizado diversas campañas de vacunación dirigidas a niños, jóvenes y adultos, de diez a 12 años en 1996, de 14 a 15 años en 1997 y de 14 a 39 años en 2005. La cobertura de vacunación pasó de 82,0% en 1995 a 93,0% en 2002. 25 25 . Urquijo L, Pastor D, Velandia MP, Vicari AS. Rubella and congenital rubella syndrome elimination activities: Colombia, 2005-2006. J Infect Dis . 2011;204 (Suppl 2):S603-7. DOI:10.1093/infdis/jir446
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Las coberturas han sido inferiores al 90,0% en algunos años en la última década y existen departamentos con coberturas inferiores al 80,0%, a a Ministerio de Salud y Protección Social de Colombia. Coberturas de vacunación en Colombia. Bogotá; 2011 [citado 2012 sept 28]. Disponible en: http://www.minsalud.gov.co/salud/Paginas/ProgramaAmpliadodeInmunizaciones(PAI).aspx e inequidad en las coberturas. 1 . Acosta-Ramirez N, Rodriguez-Garcia J. Inequidad en las coberturas de vacunación infantil en Colombia, años 2000 y 2003. Rev Salud Publica . 2006 May;8(Suppl 1):102-15. DOI:10.1590/S0124-00642006000400009
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En Medellín, la segunda ciudad más grande de Colombia con 2,4 millones de habitantes, b b Departamento Administrativo Nacional de Estadística de Colombia. Proyecciones de población 2012. [citado 2012 sept 12]. Disponible en: http://www.dane.gov.co/index.php?option=com_content&view=article&id=75&Itemid=72 se ha observado también la reducción de la incidencia aunque se registraron coberturas para SRP superiores al 100,0% entre el 2005 y el 2009 (2005 = 127,6%; 2006 = 114,7%; 2007 = 107,5%; 2008 = 109,6%; 2009 = 111,4%), reflejando la limitación de los datos disponibles. a a Ministerio de Salud y Protección Social de Colombia. Coberturas de vacunación en Colombia. Bogotá; 2011 [citado 2012 sept 28]. Disponible en: http://www.minsalud.gov.co/salud/Paginas/ProgramaAmpliadodeInmunizaciones(PAI).aspx

El conocimiento de los factores socioeconómicos asociados con la protección podría orientar el diseño de programas de promoción de la salud integrados a la vacunación. La transmisión de la enfermedad se puede favorecer por el contacto estrecho en condiciones de hacinamiento, 3 . Banatvala J, Peckham C, editors. Rubella viruses. Amsterdam: Elsevier Science; 2007. relacionado con las condiciones de la vivienda o el entorno escolar y con la situación socioeconómica del hogar y el grupo social. El acceso a la vacunación depende del acceso a los servicios de salud, siendo diferente según la afiliación al sistema de salud – seguridad social y la situación socioeconómica. 24 24 . Smith PJ, Singleton JA. Vaccination coverage estimates for selected counties: achievement of Healthy People 2010 goals and association with indices of access to care, economic conditions, and demographic composition. Public Health Rep. 2008 Mar-Apr;123(2):155-72.

Los factores mencionados son importantes en la Región, el país y la ciudad, donde la pobreza e inequidad son considerables. 5 . Casas-Zamora JA. Salud, desarrollo humano y gobernabilidad en América Latina y el Caribe a inicios del siglo XXI. Rev Panam Salud Publica. 2002 May-Jun;11(5-6):397-408. DOI:10.1590/S1020-49892002000500014
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También es promisoria la experiencia de articular acciones de promoción de la salud con las campañas de vacunación y eliminación de la enfermedad. 18 18 . Molina-Aguilera IB, Mendoza-Rodriguez LO, Palma-Rios MA, Danovaro-Holliday MC. Integrating Health Promotion and Disease Prevention Interventions With Vaccination in Honduras. J Infect Dis. 2012 Mar 1;205(Suppl 1):S77-S81. DOI:10.1093/infdis/jir774
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El objetivo de este estudio fue estimar la seroprevalencia para rubéola y los factores asociados. De esta forma, se busca evaluar el impacto de la vacunación y documentar la eliminación de la enfermedad, dadas las limitaciones en los datos de vacunación y la presencia de 20,0% a 50,0% de casos asintomáticos. 8 . Castillo-Solorzano C, Reef SE, Morice A, Andrus JK, Ruiz Matus C, Tambini G, et al. Guidelines for the documentation and verification of measles, rubella, and congenital rubella syndrome elimination in the region of the Americas. J Infect Dis . 2011 Sep 1;204(Suppl 2):S683-9. DOI:10.1093/infdis/jir471
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MÉTODOS

En 2009, se realizó la encuesta de seroprevalencia poblacional con una muestra de 2.400 individuos (200 en cada grupo de edad, sexo y área) en el área urbana y rural de Medellín. Se simuló el número mínimo de individuos para detectar la proporción de positividad de 75,0%, según estudio realizado en 1997, 22 22 . Rodríguez M, Díaz F, Restrepo C, Uribe G, Melguizo M, Jaramillo N. Seroepidemiología del sarampión, la hepatitis B y la rubéola en población de 1 a 14 años. Colombia Med. 1999;30(2):82-8. siendo adecuado el tamaño estimado.

Se construyó una muestra probabilística por conglomerados considerando como etapas a la manzana (urbana) o predio (rural), vivienda y hogar, elegidos mediante un muestreo aleatorio simple. La unidad final de muestreo fue una persona por cada hogar.

Los criterios de inclusión fueron: ser hombre o mujer con edad entre seis y 64 años, residente en el hogar elegido, cuya vivienda se encontraba incluida en la información cartográfica oficial. Se excluyeron individuos cuya flebotomía fuera riesgosa.

Se aplicó una encuesta estructurada para indagar tres grupos de variables: 26 26 . Victora CG, Huttly SR, Fuchs SC, Olinto MT. The role of conceptual frameworks in epidemiological analysis: a hierarchical approach. Int J Epidemiol. 1997;26(1):224-7. DOI:10.1093/ije/26.1.224
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(a) variables proximales de exposición natural o artificial al virus de la rubéola: (antecedente de vacunación según la tenencia o no del carné, el tiempo de permanencia del hogar en el barrio y el antecedente de contactos con casos, incluyendo la ocurrencia de viajes a departamentos de Colombia con notificación de casos de 2003 a 2009, a países con reportes de brote de rubéola entre 2006 y 2008, 7 . Castillo-Solórzano C, Marsigli C, Bravo Alcántara P, Andrus J, Filippis A, Danovaro-Holliday M, et al. Progress toward elimination of rubella and congenital rubella syndrome – the Americas, 2003-2008. MMWR Morb Mortal Wkly Rep . 2008;57(43):1176-9. DOI:mm5743a4 o quienes reportaron cercanía con casos diagnosticados. (b) variables intermedias o potenciales mediadoras de la respuesta inmune (auto percepción del estado de salud, estado nutricional – índice de masa corporal, disponibilidad de alimentos proteicos – y tiempo efectivo de sueño en horas, restando el tiempo de insomnio del tiempo transcurrido entre la hora de acostarse y levantarse habitualmente); (c) variables socioeconómicas (estrato social según la factura de servicios públicos, la percepción de problemas en el hogar en el último año, el número de personas por cuarto, la satisfacción con el ingreso familiar, la tenencia de vivienda, el nivel de escolaridad y la afiliación a la seguridad social según el carné que lo acredite).

Se tomó peso, talla y muestra de sangre. Los datos fueron recogidos por personal de enfermería con experiencia.

Las muestras por venopunción, fueron centrifugadas a 10.000 rpm durante diez minutos. Las muestras procesadas en menos de siete días fueron almacenadas a 4ºC; las restantes, se conservaron a -70ºC en el banco de sueros del Laboratorio Departamental de Salud Pública de la Secretaria Seccional de Salud de Antioquia.

Se determinaron los títulos de IgG con la prueba AxSYM ® Rubella IgG (Laboratorio Abbott) con sensibilidad de 98,8% y especificidad de 87,3%. 10 10 . Dimech W, Panagiotopoulos L, Francis B, Laven N, Marler J, Dickeson D, et al. Evaluation of eight anti-rubella virus immunoglobulin g immunoassays that report results in international units per milliliter. J Clin Microbiol 2008;46(6):1955-60. DOI:10.1128/JCM.00231-08
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Las muestras con resultados entre 5 y 20 UI/ml se reprocesaron con la prueba VIDAS RUB IgG II ® (Laboratorio BioMerieux), por mostrar mayor especificidad (95,8%). 10 10 . Dimech W, Panagiotopoulos L, Francis B, Laven N, Marler J, Dickeson D, et al. Evaluation of eight anti-rubella virus immunoglobulin g immunoassays that report results in international units per milliliter. J Clin Microbiol 2008;46(6):1955-60. DOI:10.1128/JCM.00231-08
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Los individuos con títulos ≥ 15 UI/m fueron considerados seroprotegidos, mientras que los no seroprotegidos, presentaron títulos < 15 UI/ml. 10 10 . Dimech W, Panagiotopoulos L, Francis B, Laven N, Marler J, Dickeson D, et al. Evaluation of eight anti-rubella virus immunoglobulin g immunoassays that report results in international units per milliliter. J Clin Microbiol 2008;46(6):1955-60. DOI:10.1128/JCM.00231-08
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Se obtuvieron proporciones y promedios ponderados para la inferencia de los resultados de la muestra en la población. Se calculó el inverso de la probabilidad de ser elegido en las manzanas o predios, vivienda y hogar (factor básico de expansión) y la ponderación de la variabilidad de cada etapa del muestreo.

No se encontraron diferencias significativas, entre participantes y no participantes, por grupos de edad (p = 0,087) ni por área (p = 0,160), pero si por sexo (p = 0,010), lo cual se ajustó con el factor de corrección. 23 23 . Silva Aycaquer LC. Diseño razonado de muestras y captación de datos para la investigación sanitaria. Madrid: Ediciones Díaz de Santos; 2000.

En el análisis bivariado se seleccionaron las variables con p < 0,25. El modelo de regresión logística estimó, en forma separada, la asociación entre la protección para rubéola en los nacidos entre 1954 y 1990 (antes del inicio de la vacunación masiva – nacidos antes) y entre 1991 y 2003 (nacidos después), ajustando las variables en cinco modelos: modelo 1, cada variable; modelo 2, las variables de exposición natural y artificial al virus; modelo 3, la exposición al virus y las variables mediadoras de respuesta inmune; modelo 4, la exposición al virus y las variables socioeconómicas; modelo 5; todas las variables. El nivel de significancia fue del 5%.

Se ejecutaron los análisis en el programa SPSS versión 15 (IBM SPSS Statistics).

El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Facultad Nacional de Salud Pública de la Universidad de Antioquia (Acta 17 de 2007). Se siguieron las disposiciones éticas nacionales para la investigación con seres humanos (Resolución 8430 de 1993 del Ministerio de Salud de Colombia) y los principios de la Declaración de Helsinki. 27 27 . World Medical Association. Declaration of Helsinki: ethical principles for medical research involving human subjects. JAMA . 2000;284:3043-5. DOI:110.1001/jama.284.23.3043 En el caso de los niños, se obtuvo consentimiento informado y firma de los padres o tutores.

Participaron 2.124 personas, luego de censar 2.390 hogares. Los porcentajes de cumplimiento fueron: global del 88,5%, urbano del 83,8% y rural del 93,2%. Veintidós individuos no cumplieron los criterios de inclusión y 244 no aceptaron participar debido a: rechazo a la flebotomía (14,9%), falta de tiempo (9,7%), cambio de residencia (7,9%) y falta de autorización de los padres en menores de edad (7,5%).

RESULTADOS

La proporción global ponderada de seroprotección fue del 89,4% (IC95% 86,8;91,6) y la de no protección, del 10,6% (IC95% 8,4;13,2).

No se observaron diferencias en la proporción ponderada de protección por edad, en los grupos de seis a 17 años (88,9%; IC95% 83,8;92,5), de 18 a 40 años (90,8%; IC95% 86,2;94,1) y de 41 a 64 años (87,9%; IC95% 83,2;91,4). Tampoco se observaron diferencias en la protección en hombres (88,5%; IC95% 83,8;91,9) y mujeres (90,3%; IC95% 87,3;92,6), ni en los habitantes del área urbana (87,4%; IC95% 85,2;87,8) y rural (90,2%; IC95% 84,2;95,0).

Los títulos promedio de IgG presentaron diferencias significativas entre los nacidos antes (media 110 UI/ml; IC95% 100,5;120,2) y los nacidos después (media 64 UI/ml; IC95% 54,4;72,8), p = 0,000 ( Figura, A ).

Figura
. (A) Distribución por año de nacimiento de los títulos promedio de IgG. para rubéola versus nivel de protección; (B) Frecuencia de vacunados versus año de administración de la vacunación anti rubéola. Medellín, Colombia, 2009.

No se registraron diferencias en las proporciones ponderadas de protección (nacidos antes: 89,6; IC95% 86,3;92,1; nacidos después: 89,1; IC95% 84,1;92,7) y de no protección (nacidos antes: 10,4; IC95% 7,9;13,7; nacidos después: 10,9; IC95% 84,1;92,7). Se observó una proporción de protección creciente de acuerdo a la fecha de nacimiento en los individuos nacidos después: de 88,9% en los nacidos entre 1990 y 1994, 89,2% en los nacidos entre 1995 y 1999 y de 92,1% en los nacidos entre 2000 y 2003 ( Figura, A ).

Presentaron el carné de vacunación el 33,7% de los individuos (IC95% 30;37,5), especialmente los nacidos después de 1991 (59,9%; IC95%: 53,5;66,1). De 613 individuos de la muestra con dato de la primera dosis de vacunación, recibieron una dosis de vacuna el 32,0% y 22,8% de los nacidos antes y después, respectivamente. La mediana de edad al recibirla fue de 21 años en los nacidos antes (media = 20; CV = 58,7%), siendo la mayoría en la jornada de vacunación de 2005 (17,9%), y de un año en los nacidos después (media = 3, CV = 128,7%) ( Figura, B ). El refuerzo lo recibió el 8,6% de los nacidos antes y el 36,5% de los nacidos después, especialmente a partir de 2002, a una edad mediana de cinco años en ambos grupos ( Figura, B ).

En los nacidos antes, se observaron diferencias significativas de los antecedentes de vacunación y de contacto con casos al analizar la proporción ponderada de protección y no protección, según el año de nacimiento ( Tabla 1 ).

Tabla 1
. Proporción ponderada y media de anticuerpos IgG para rubéola para las variables de exposición al virus, respuesta inmune y situación socioeconómica según el año de nacimiento – antes o después del inicio de la vacunación – y el estado de protección para rubéola. Medellín, Colombia, 2009.

El tiempo promedio de residencia en el barrio fue alto en los nacidos antes, similar entre protegidos y no protegidos. Fue significativamente diferente en los nacidos después, con promedio de residencia más alto en los protegidos.

La diferencia del estado de salud auto reportado, en los no protegidos, fue significativa en los individuos nacidos después, con proporción mayor de seroprotección en quienes reportaron estado de salud bueno o muy bueno, en comparación con quienes lo consideraron regular a muy malo ( Tabla 1 ).

No se observó asociación entre el estado de salud y la vacunación contra rubéola en forma global (OR 1,6; IC95% 0,93;2,8) ni desagregado (nacidos antes: OR 1,12; IC95% 0,61;2,5; nacidos después: OR 3,6; IC95% 0,68;19,2).

Se encontraron diferencias significativas en el nivel de escolaridad, con proporción de seroprotección más alta en los que habían aprobado algún nivel en comparación con los que no lo aprobaron (Tabla 1). Se observó asociación entre el nivel de escolaridad y la vacunación en los nacidos antes (OR 0,14; IC95% 0,06;0,34) pero no en los nacidos después ni en el global (nacidos después: OR 1,8; IC95% 0,4;8,2; global: OR 1,2; IC95% 0,8;2,0).

Se observó asociación significativa en los individuos nacidos antes, luego de ajustar por todas las variables (modelo 5), según las variables: antecedente de contacto con casos, años de residencia del hogar en el barrio, percepción del estado de salud y nivel de escolaridad aprobado ( Tabla 2 ).

Tabla 2
. Potenciales factores asociados con la protección para rubéola en nacidos antes del inicio de la vacunación masiva entre 1954 y 1990. Medellín, Colombia, 2009.

La razón de disparidades (RD) de seroprotección fue dos veces más alta en quienes tuvieron contacto con casos, en comparación con quienes no lo tuvieron, y en quienes no percibían buen estado de salud con respecto a quienes se sentían mejor. Los individuos con algún nivel de escolaridad, de primaria a posgrado, tuvieron RD mayor que quienes no habían aprobado ningún nivel. Las RD ajustadas de los años de residencia del hogar y del índice de masa corporal fueron significativas, aunque el límite superior del intervalo de confianza fue igual a uno ( Tabla 2 ).

El antecedente de contacto con casos fue significativo en el modelo 1 y cuando se ajustó por las variables socioeconómicas (modelos 4 y 5). El antecedente de vacunación fue significativo al ajustar por las variables de exposición y mediación de la respuesta inmune (modelos 1,2 y 3), pero no por las variables socioeconómicas ( Tabla 2 ).

La RD fue significativa en los individuos que nacieron después en el modelo 5, según la percepción del estado de salud y el tiempo de sueño efectivo ( Tabla 3 ).

Tabla 3
. Potenciales factores asociados con la protección para rubéola en nacidos después del inicio de la vacunación masiva entre 19991 y 2003. Medellín, Colombia, 2009.

La RD fue mayor en los individuos que percibían peor estado de salud en comparación con quienes percibían mejor estado. No fue significativa la RD de seroprotección en este grupo según el antecedente de vacunación y contacto con casos ( Tabla 3 ).

DISCUSIÓN

Este estudio estimó una proporción global de protección del 89,4% (IC95% 86,8;91,6), inferior a la proporción mínima esperada para lograr la inmunidad poblacional del 90,0% (IC95% 88,6;95,2). 15 15 . Hincapié Palacio D, Ospina Giraldo J, Lenis Ballesteros V, Ospina Ospina MC, Arroyave Cadavid M, Hoyos Muñoz N, et al. Inmunidad colectiva contra la rubéola según una encuesta poblacional en Medellín, Colombia. Rev Panam Salud Publica. 2012;32(2):101-8. DOI:10.1590/S1020-49892012000800003
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En el grupo de seis a 17 años, la proporción fue de 88,9% (IC95% 83,8;92,5). En el único estudio previo realizado en 1997, 22 22 . Rodríguez M, Díaz F, Restrepo C, Uribe G, Melguizo M, Jaramillo N. Seroepidemiología del sarampión, la hepatitis B y la rubéola en población de 1 a 14 años. Colombia Med. 1999;30(2):82-8. se encontró una proporción de protección de 74,8% en 912 niños y niñas, de uno a 14 años. A pesar de las limitaciones de esta comparación, se observó aumento en la prevalencia en este grupo, pero se requiere incrementar la protección para sostener la eliminación de la enfermedad que se ha logrado, según lo documentado en Medellín, Colombia y las Américas. 14 14 . Hincapie-Palacio D, Ospina-Giraldo J, Gomez-Arias RD, Uyi-Afuwape A, Chowell-Puente G. Simulación del nivel de eliminación de sarampión y rubéola según la estratificación e interacción social. Rev Salud Publica. 2010;12(1):103-15. DOI:10.1590/S0124-00642010000100010
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, 15 15 . Hincapié Palacio D, Ospina Giraldo J, Lenis Ballesteros V, Ospina Ospina MC, Arroyave Cadavid M, Hoyos Muñoz N, et al. Inmunidad colectiva contra la rubéola según una encuesta poblacional en Medellín, Colombia. Rev Panam Salud Publica. 2012;32(2):101-8. DOI:10.1590/S1020-49892012000800003
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La inexistencia de diferencias en la protección por sexo y área posiblemente se debe a que los programas de vacunación se han dirigido por igual a estos grupos. 12 12 . Forest B, Castañeda A, Ojeda C, Rojas J, Harb A, Velandia M, et al. Colombia frente a la rubéola y el síndrome de rubéola congénita, 2005 - 2006. Inf Quinc Epidemiol Nac. 2007;12(15):225-40.

En los individuos nacidos antes de 1991 se encontró potencial asociación con el antecedente de contacto con casos, los años de residencia del hogar en el barrio, el estado de salud percibido y el nivel de escolaridad.

La presencia de títulos promedio de anticuerpos más altos, en los individuos nacidos antes, corresponde con lo documentado por otros autores. 3 . Banatvala J, Peckham C, editors. Rubella viruses. Amsterdam: Elsevier Science; 2007. La asociación con el antecedente de contacto con casos y los años de residencia del hogar en el barrio, posiblemente reflejó el mayor tiempo y oportunidad de exposición al virus y la más alta incidencia de la enfermedad antes de 1995. La notificación obligatoria de la rubéola se inició en Antioquia en 1978 c c Dirección Seccional de Salud de Antioquia. Series cronológicas de salud. Medellín: Oficina de Epidemiología; 1994. y por lo tanto la información sobre la exposición antes de ese año es limitada. Es probable que los nacidos antes de 1991 se hayan expuesto repetidamente al virus, dadas las frecuentes epidemias que ocurrían en esos años, incluyendo la pandemia de los años 60, de la cual no se encontraron registros locales.

Aunque los nacidos antes de 1991 no habían recibido en forma gratuita la vacunación regular, se observó mayor proporción de protección en los individuos de 17 a 39 años. Posiblemente esto está relacionado con el acceso a la jornada de vacunación realizada en 2005, dirigida a adultos. 25 25 . Urquijo L, Pastor D, Velandia MP, Vicari AS. Rubella and congenital rubella syndrome elimination activities: Colombia, 2005-2006. J Infect Dis . 2011;204 (Suppl 2):S603-7. DOI:10.1093/infdis/jir446
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Se observó asociación con el estado de vacunación en los nacidos antes de 1991, cuando se analizaron las variables de exposición al virus y mediadoras. Aunque no se encontró asociación con la vacunación en los nacidos después, la proporción de protección creciente, según la fecha de nacimiento, posiblemente se relacione con la administración de la segunda dosis a partir de 1998 y la reducción de la edad del refuerzo a cinco años, desde 2002.

El impacto positivo de la vacunación al incrementar la protección en los grupos a los que se dirigen las estrategias de vacunación también se observó en los estudios poblacionales realizados en Estados Unidos de 1988 a 1994 (The National Health and Nutrition Examination Survey – NHANES III) y 1999 a 2004 (NHANES IV). 11 11 . Dykewicz CA, Kruszon-Moran D, McQuillan GM, Williams WW, Van Loon FP, Cossen C, et al. Rubella seropositivity in the United States, 1988-1994. Clin Infect Dis. 2001 Oct 15;33(8):1279-86. DOI:10.1086/322651
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, 16 16 . Hyde TB, Kruszon-Moran D, McQuillan GM, Cossen C, Forghani B, Reef SE. Rubella immunity levels in the United States population: has the threshold of viral elimination been reached? Clin Infect Dis. 2006 Nov 1;43 (Suppl 3):S146-50. DOI:10.1086/505947
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Una limitación de este estudio es la calidad del dato de vacunación. Menos del 40,0% de los individuos tenían el carné que acreditara la vacunación, lo que limita la diferenciación entre la exposición natural y artificial.

Se observó asociación entre el antecedente de vacunación con la protección, sin desagregar por fecha de nacimiento (RD 2,39; IC95% 1,3;4,2). Así mismo, se observó consistencia entre la vacunación y la protección: la proporción de protección fue más alta entre los vacunados y la proporción de no protección fue más alta entre los no vacunados ( Tabla 1 ).

Aunque el dato de las dosis de vacunas recibidas es limitado, puede indicar la necesidad de cumplir el esquema oportunamente. La administración de la primera dosis es variable en los nacidos después de 1991, con mediana de un año y promedio de tres años, lo que podría deberse a oportunidades perdidas de vacunación, según lo observado en otros estudios. 19 19 . Mora-Garcia GJ, Ramos-Clason E, Mazenett E, Gomez-Camargo D. Seroprevalencia de IgG contra rubeola en mujeres entre 10-49 años, en Cartagena, Colombia. Rev Salud Publica. 13(2):288-97. DOI:10.1590/S0124-00642011000200010
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El dato de la seroprevalencia es confiable dada la alta sensibilidad y especificidad de las pruebas utilizadas. 10 10 . Dimech W, Panagiotopoulos L, Francis B, Laven N, Marler J, Dickeson D, et al. Evaluation of eight anti-rubella virus immunoglobulin g immunoassays that report results in international units per milliliter. J Clin Microbiol 2008;46(6):1955-60. DOI:10.1128/JCM.00231-08
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El nivel de escolaridad aprobado fue un factor protector en los nacidos antes de 1991, con mayor oportunidad de seroprotección en quienes habían logrado algún nivel educativo. 2 . Ay P, Topuzoglu A, Korukluoglu G, Cali S. Rubella seroprevalence among first-grade primary school students in a district in Istanbul, Turkey. Public Health Rep . 2006;120(3):267-73. Esto posiblemente se relaciona con el acceso a la vacunación encontrado asociado en este grupo. También podría influir la oportunidad de exposición de estos individuos en las escuelas y colegios, donde se facilita la diseminación viral.

Se observó asociación con el estado de salud percibido y el tiempo de sueño efectivo en los individuos nacidos después de 1991.

El auto reporte del estado de salud es un indicador predictivo de la mortalidad, el acceso a los servicios de salud y una aproximación del estado de salud individual, 9 . Cella D, Riley W, Stone A, Rothrock N, Reeve B, Yount S, et al. The Patient-Reported Outcomes Measurement Information System (PROMIS) developed and tested its first wave of adult self-reported health outcome item banks: 2005-2008. J Clin Epidemiol. 2010 Nov;63(11):1179-94. DOI:10.1016/j.jclinepi.2010.04.011
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analizado en otros estudios de seroprevalencia poblacionales. 11 11 . Dykewicz CA, Kruszon-Moran D, McQuillan GM, Williams WW, Van Loon FP, Cossen C, et al. Rubella seropositivity in the United States, 1988-1994. Clin Infect Dis. 2001 Oct 15;33(8):1279-86. DOI:10.1086/322651
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, 16 16 . Hyde TB, Kruszon-Moran D, McQuillan GM, Cossen C, Forghani B, Reef SE. Rubella immunity levels in the United States population: has the threshold of viral elimination been reached? Clin Infect Dis. 2006 Nov 1;43 (Suppl 3):S146-50. DOI:10.1086/505947
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Se ha observado conveniente la valoración de la confiabilidad del auto reporte del estado de salud según edad, sexo, y condiciones culturales. 13 13 . Fosse NE, Haas SA. Validity and stability of self-reported health among adolescents in a longitudinal, nationally representative survey. Pediatrics. 2009 Mar;123(3):e496-501. DOI:10.1542/peds.2008-1552
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La comprensión del potencial papel mediador del estado de salud, relacionado con la vacunación y el acceso a los servicios de salud, requiere el análisis del acceso a salud. La mayor proporción de protección en quienes reportan mejor estado de salud podría estar asociada con la vacunación y ésta, con el acceso a los servicios de salud. No se encontró asociación de la vacunación y el reporte del estado de salud. La variable aproximada del acceso a los servicios de salud fue la afiliación a la seguridad social, no asociada con la vacunación ni con la seroprotección.

El sueño ejerce influencia favorable en la respuesta inmune frente a un antígeno viral. Todavía se requieren estudios adicionales que soporten la asociación entre la producción de anticuerpos específicos y la calidad o cantidad del sueño, así como la asociación entre el sueño y la respuesta de anticuerpos a largo plazo, según se ha estudiado en otras enfermedades como hepatitis A y B e influenza AH1N1. 4 . Benedict C, Brytting M, Markstrom A, Broman JE, Schioth HB. Acute sleep deprivation has no lasting effects on the human antibody titer response following a novel influenza A H1N1 virus vaccination. BMC Immunol. 2012 Jan 4;13. DOI:10.1186/1471-2172-13-1
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, 17 17 . Lange T, Perras B, Fehm HL, Born J. Sleep enhances the human antibody response to hepatitis A vaccination. Psychosom Med. 2003 Sep-Oct;65(5):831-5. DOI:10.1097/01.PSY.0000091382.61178.F1
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, 21 21 . Prather AA, Hall M, Fury JM, Ross DC, Muldoon MF, Cohen S, et al. Sleep and antibody response to hepatitis B vaccination. Sleep . 2012 Aug;35(8):1063-9. DOI:10.5665/sleep.1990
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Este es el primer reporte conocido de la potencial asociación del tiempo de sueño con la protección para rubéola, sin embargo, se trata de un estudio de corte, lo que limita el análisis del antecedente de exposición a este factor.

La potencial asociación de la seroprotección con las variables socioeconómicas estudiadas señala la necesidad de concertar acciones de mejoramiento de las condiciones de vida. Se requiere mejorar la aplicación oportuna del esquema de vacunación, incrementar y sostener la inmunidad poblacional y monitorear el nivel de protección a largo plazo.

AGRADECIMIENTOS

A los participantes en la planeación y ejecución del trabajo de campo y procesamiento de las muestras.

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  • Articulo basado en la tesis de doctorado en epidemiología de Hincapie-Palacio D., titulada: “Modelado del umbral de eliminación de la rubéola”, y en el trabajo de grado de maestría en epidemiología de Lenis Ballesteros V., titulado: “Seroprevalencia de anticuerpos tipo IgG para rubéola y factores asociados. Medellín, 2009”, ambos presentados en la Universidad de Antioquia en 2010.

Histórico

  • Recibido
    1 Feb 2013
  • Acepto
    19 Ago 2013
  • Publicación
    Dic 2013
Faculdade de Saúde Pública da Universidade de São Paulo São Paulo - SP - Brazil
E-mail: revsp@org.usp.br