R ISCO DE INFEC@O TUBERCULOSA ENTRE ESCOLARES COM

ALTA COBERTURA PELO BCG1

Luiz Antonio Basfos C’achd e Carlos Hmrique Klein3 -

A detec@o de infec@es pelo Mycobacterium tuberculosis mediante a prm tukrculínnica pode ser difícil em popuhz$es em que a sensibil- inespecífica à tuberczdina (pelo BCG e miwbactérias atípicas) éfreqüente. Nessas popu&óes, é possível determinar-se a taw dk in@@o tuberculosa pela compara@0 dos níveis de sen&&&& pré e pós-m’w e classsifiuzr como infedads com o M. tuberculosis aqueles que, na prova pós-vm’m, mio acwmn aumento da sensibilidade.

Em una área suburbana da &ia& ab Rio de janeko (corn alto índti de va&u@o com o BCGJ realti-se uma pesquisu que inhiu 1 721 escolares de 6 a 10 anos de ihie a firn de testar 0 método em urna popda@ imunizada wm essa vacina. Os resultados obklos in$zrem ser o método válh para popula@es vannadas com o BCG, emhra a zxkabilidade inirhsica das prouas com tuberculina e da vacim com o BCG pxxu afbtar sua fitii~idade deviab a infeqh com miwtiti rhio tuberculo~ e a baixzs tam de infec@o.

A taxa de inféqüo tuberculo~ enwntrada na amostra estdada (4,13%) fii comparada com os resultados ab estuh realizado na mesma área, em 1970, hab-se constataaó um declínio anual de 7,68% no índise de infec@o.

Em 1986, o risw anual de inféqh tuberculosa foi ale 0,36 ou 0,51%, dependendo a!o modelo utilhdo pura o uíhdo. Essas #as süo merwres do que as estimativas ofi&is resultantes das taxas de incidencia de casos notificados ou dos estud4x f&os antes de aabtada a vacina inhlérrnti. lsso talvez se deva a erres metodol&os, imprecisóes dos dados notificaah quanto li azxwb$oentreaidadeeouiscodeinfeccáo elou peculíaridades a!a área &uchda.

A taxa de incidhia de tubercu- lose, ou o risco de infecgáo (RI), vem sendo adotada como alternativa aos indicadores tra- dicionais de morbi-mortalidade por resumir, em um só índice, o conjunto de fatores que intervem na ocorrência da doenfa na popu- la@o, e por ser independente do sistema de

’ Este habdho foi realizado com apoio da O~gticáo Mm- dial da Saúde, Fmda@o Oswaldo Cruz e Divis Nacional de Pneumologia Smitária.

2 Funda@0 Oswaldo Cmz. Endeqo permanente: Fscula Na- aonal de Saúde Pública, R. Leopoldo Buhh, 1840, Mm- pinhos 21041 Rio de Janeiro, RJ, BmsiI. hderqo aM jmho de 1991: The Johns Hopkhs Univmity, School of Hygiene and I’ublic Heallh, 615 North Wolfe Street, Mail Box # 770, Bahirme, MD 21205, EUA.

3 Fundayáo Oswaldo Cruz, Rio de Janeiro, Brasil.

ínforma@es e dos programas de controle (1). Nos países em que a identifica@o e a noti- fica@o de casos é deficiente, o RI permite dimensionar com maior fidedignidade o pre blema da tuberdose, além de servir como parhetro para a programa@0 e a avalia@o das a@es de controle (2). A probabilidade de infec@o (ou de reinfecgáo) por tuberculose, para urna popula@o e período determinados, pode ser calculada diretamente através de provas seriadas com tuberculina em que se

determina a propor@o de indivíduos que antes náo reagiram à tuberculina e que pas- saram a reagir durante aquele período (1).

A detec@o de infecgáo tubercu- losa pelo teste tuberculínico pode ser limitada pela existhcia de condi@es que afetem a va- lidade do teste. Por exemplo, a hipersensi- bilidade tuberculíni~ náo diferencia as infec- @es por micobactérias saprófitas daquelas causadas pelo Mywhcterium tuberculosis e pre- judicam a interpreta@0 do teste (3). Ten Dam e Hitze (4) pmpusemm um método para dis- tinguir infegoes específicas (pelo M. Tíber- cubsk) e inespecíficas (por ouiras micobac- térias), que consiste em comparar os níveis de hipersensibilidade t&zulhica antes e após estirnula@o com o bacilo Calmette-Gué- rin (BCG), e que se baseia em duas pressu- posi@es: a hipersensibilidade específica é du- radora e não influenciável pela infec@o por BCG ou por outras micobactérias, seja ela an- terior ou posterior à pelo M. tz&r~Zosk.

A hipersensibilidade inespeáfica tende a diminuir com o tempo, podendo ser reativada pelo BCG ou pela própria tuber- culina (efeito de refoqo) (5-14). Este método foi aplicado em populacóes africanas com alta prevahcia de infec@o por micobactérias sa- pdfitas e permitiu obter estimativas mais fi- dedignas das prevakhs de infec$ío, su- perestimadas pelo método convencional que classifica como infectados os indivíduos com rea@es maiores do que um certo valor limite (7).

A hipersensibilidade induzida pelo BCG, embora inespecífica, costuma ser mais intensa, o que reduz a possibilidade de refoqo pela revacina@o (8). No entanto, em popula@es em que o BCG é aplicado em recém-nascidos (que no Brasil, até 1983, re- cebiam metade da dose), tem-se detectado uma red@0 expressiva na propor@ dos que apresentam rea@0 ao teste, após um in- tervalo de tempo variável(Z5,26). Nestas cir- cunsticias, o método de Ten Dam e Hitze poderia ser aplicado a popula@es com alta

cobertura vacinal pelo BCG. Os resultados de Scocozza et al. (17) e do Ministério da Saúde da Colbmbia (18) sáo auspiciosos neste sen- tido, e indicam ser possível superar o blo- queio que altas coberturas vacinais pelo BCG, alcanpdas nos titimos anos, impuseram aos estudos sobre a prevah-h de infec~?~o tu- bUCUlOSa.

0 objetivo deste trabalho é de- terminar a prevahcia de infec@o tubercu- losa em una pop&@0 com alta cobertura vacinal pelo BCG, de uma regiáo onde essa prevahcia fora anteriormente determinada, de modo a estimar o risco an& de infec@o tubercuIosa e suas tendências.

MIA TERIAIS EMÉTODOS

A popula@ do estudo constitui- se de escolares de 6 a 10 anos de idade, dos bairros de Vargem Grande, Vargem l’equena, Camorim e Curicica, em subúrbios da cidade do Rio de Janeiro. Nesta regido, em 1970, ficou determinada a prevalhia de infecrgáo tuberculosa que nos serve de referencial para estimar a tendência do risco de infec@o (19- 20). 0 tan-mho da amostra, calculado com base nas prevalências de infec@o em 1970 e em 1986 (estimativa), era de 1575 cknp. Considerando a possibilidade de perdas, optou-se por estudar todas as crian~ na faixa etária do estudo, cerca de 2 600, de acorde com as estimativas iniciais.

Na fase preparatóti do trabalho de campo, em reunióes nas escolas e em co- municados escritos, apresentamm-se às pro- fessoras e aos psis, os objetivos e a meto- dologia propostos e solicitaram-se, também, autoriza@o para a aplica@0 do derivado pro- téico purificado da tuberculina @‘PD) e do BCG e informagóes sobre antecedentes vaci- nais, turcos e patológicos.

Quatro auxiliares de enferma- gem, já famihizadas com as téticas de apli- cagáo e leitura do teste tuberculínico e com a vacina@o com BCG, foram treinadas com vis- tas a rninhkx a varia@0 inka e inter-ob servador. 101

Utilizou-se o BCG liofilizado, es- tirpe Moreau-Rio de Janeiro, conservado em cknara fria, entre 4 e 8 “C e transportado em caixas com gelo reciclável. Cada crianca re- cebeu 0,l ml de vacina na regiáo deltóide es- querda.

No teste tuberculfnico empregou- se o PPD RT-23, armazenado e transportado da mesma forma que o BCG e aplicado na dose de duas unidades de tuberculina (UT) (0,l ml) na face anterior do antebraco. Usa- mm-se seringas Omega Microstat de 0,l ml, testadas para verifica@io de vazamentos e se- paradas em dois conjuntos: um exclusivo para BCG e outro para PPD.

Na primeira fase de trabalho as criancas que náo apresentavam contra-indi- ca@es ao BCG e que tinham autorizacao dos psis, receberam PPD no antebraco direito e BCG na regiáo deltóide esquerda. Na ocasiáo, determinou-se a presenp de cicatriz de BCG e fez-se seu registro em ficha individual junto com informa@jes obtidas do cerfificado de va- cinacao, de registros de resultados de testes tuberculínicos anteriores, assim como sobre antecedentes patológicos e uso de medica- mentos. Dois observadores, que desconhe- ciam os resultados um do outro, mediram as rea@& tubercmfnicas 72 horas depois. Para a análise utilizou-se a média aritmética das duas medidas. Rm urna sub-amostra de crian- PS, a medida da rea@0 foi feita por todos os quatro observadores, e em outra, cada ob- servador fazia duas medidas em cada crianca, e se tomamrn as necessárias precaucóes para

s evitar a memoriza@io do valor da primeira

w medida. Com esses procedimentos pmten-

3 deu-se conhecer e controlar a variacao intra

s e interobservadores.

Na segunda fase, 12 a 20 semanas

i mak tarde, aplicou-se o PPD no antebraco

E oposto, na mesma dose, e mediu-se a cicatriz

.% da vacina@ feita na primeira etapa.

F: A contagem dos infectados foi

s feita no diagrama de correlacáo entre os di&

-2 metros das reacóes nos testes pré e pós-va-

102

cinas (figura l), conforme método de Ten Dam e Hitze (4): numero de rea@es na dia- gonal (que une os pontos de mesmo valor), somado às reacóes abaixo daquela diagonal (valores superiores no pré-teste em rela@o ao pós-teste), somado as reacóes acima da dia- gonal até o limite do número de reacóes abaixo da diagonal. Dessa forma, separaram- se as pequenas varia@es, próprias do teste tuberculínico, das varkqóes maiores, atribuí- veis ao BCG.

A taxa de prevalkia de infeccáo tuberculosa calculada foi comparada com a que havia sido obtida em 1970, na mesma regido, a fim de estimar a tendencia do RI nessse período e seu valor em 1986, pelo mé- todo de Styblo, Meijer e Sutherland (1).

RE SULTADQS E DISCUSSAO

A amostra final, com informa@es completas, ficou constituída de 1 721 criancas (cerca de 65% das criancas da faixa etária). Para os escolares náo incluídos no estudo, a maior parte por falta de autorkacáo dos pais, foi possível obter dados das fichas escolares que mostram não se diferenciarem, quanto a sexo, idade, antecedentes vacinais e ocupa@0 dos pais, daqueles que foram efetivamente encaminhados.

Ascrian~ examinadas apresen- taram distribui@es praticamente homogê- neas por sexo e por idade, exceto na faixa de seis anos (tabela l), constituída por un-r nú- mero menor de criancas do que as demais.

Na amostra estudada, 91% das crian~s tinham alguma comprovacáo de terem sido vacinadas com o BCG (cicatriz ti- pica elou certificado de vacina@o) e, em 93% destas, a vacinafáo ocorrera há mak de cinco anos (tabelas 2 e 3). Nesse ínterim, a redu@o da sensibilidade teria determinado que 83,4% das criancas apresentassem reacóes inferiores a 5 mm (sem reacao), embora a evolu@o ace- lerada das les& de revacina@o denunciasse uma sensibiliza@0 anterior. A tendência da hipersensibilidade induzida pelo BCG de

FIGURA 1. Ccrrela@c entre as rea@es pti e pówacinais, em escolares de 6 a 10 anos de idade. Rio de Janeiro, 1966

Teste pós-vacmal(mm)

0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24

0

2

4

6

14

16

246725622341

25933333 1

2 14 3 1

22311

14 14

1

1 2 2 5 3 3 1

1 1

2 111 2

1

\

3

2 13 1

1 12

2 1

230

614

307

181

103

61

46

34

22

15

14

20

14

19

2

14

10

5

4

6

1721

TABELA 1. Distribuiqáo da amostra, por sexo e idade, de escolares examinados. Rio de Janeiro, 1986

Idade

Sexo

Masculino Feminino

Total

6

:2

142 (8,3%)

7 8 9 10 Total

187 188 207 192 844 (49%) 196 203 207 199 877 (51%)

383 391 414 391 1 721 (22,3%) (22.7%) (24,1%) (22,7%) (100%)

TABELA 2. Cobertura vacinal na amostra de escolares examinados, obtida por verificagáo de cicatriz do BCG e informa@o do certificado de vacinaqáo. Rio de Janeiro, 1986

Comprovantes da vacinacáo BCG Freqüência %

Presenta de cicatriz 1 544 89.7 Sem cicatrizkom certificado

de vacinago 21 Cicatriz duvidosakem certificado 5 21:: Sem cicatriz e sem certificado

de vacina@o 141 82 Sem informa@0 10 096

Total 1 721 100,o

TABELA 3. Intervalo decorrido entre a data de vacinagáo e a aplicagáo do teste tuberculínico em escolares portadores de certificado de vacinacáo, Rio de Janeiro, 1986

Tempo em anos Freqüência % % Acumulada

10 10 1,3 9 8 1:: 19*5

2: 28:2

7 222 2719 56,l 6 213 26.8 82,9 5 78 38 92,7 4 30 33 96,6 3 10 185 98,i 2 9 1 5

0:: 99,2 99,8

Total 791 100,o

diminuir com o tempo já foi descrita por di- % versos autores (5, 6, 21) e depende da qua- H lidade da vacina (potencia, estirpe, etc.), de ?‘ c! há quanto tempo foi a vacina@o, de sobre-

5 infeccóes por micobactérias saprófitas e de

f!

outros fatores. Os diámetros das cicatrizes das

s vacinas aplicadas neste estudo apresentaram .‘=: s

distribui@o levemente assimétrica (figura 2),

s-

sendo a média de 5,55 mm semelhante à en- contrada por outros autores (29,22,22). Apa-

õ Kl

104

rentemente, 0 antecedente vacinal náo in- fluenciou o diknetro da cicatriz após a revacinacáo (tabela 4).

A concordancia entre as leituras dos resultados dos testes, admitindo-se di- ferenfas de até 2 mm entre as leituras de urn mesmo teste, foi elevada - 98% no teste pré- vacinal e 96,5% no pós-vacinal -, refletindo o grau de adestramento alcancado pelos téc- nicos da vacina.

A curva de distribui@o das rea- @es aos testes pré-vacinais (figura 3a) tem a configura@o característica de popula@es de baixa prevalkxia de infeccáo, com predo- mínio de infeccóes inespecíficas, comumente expressas por reacóes intermediárias. Eknbora a vacina@o previa com o BCG possa explicar essas reacóes, é provável que infec@es por micobactérias saprófitas tenham contribuído para esse componente inespecífico da distri- buicáo, já que a regiáo é tropical úmida, de baixa altitude, com características ainda ru- mis, e estudos de outros autores, em outras áreas do mrmicípio, revelar-am a existência daqueles microorganismos (23, 24).

As reacóes pós-vacinais distri- buem-se como as de urna popula@o de in- fectados (figura 3b) ou de vacinados, mas sua moda (1Omm) foi un-r pouco menor que a observada em outros estudos em que variou de 12 a 18 mm (2.5). A proporfáo de criancas em que ocorreu viragem tuberculínica (83%) também foi um pouco menor que em outros estudos em que variou de 856 a 96,1% (19, 26, 27).

A dispersao dos indivíduos no diagrama de correlacáo de testes pré e pós- vacinais (figura 1) ocorreu de acorde com a pressuposi@o de que a sensibilidade ines- peáfica, apresentada pelas reacões menores ao teste pré-vacinal, é mais suscetivel à esti- mula@0 pelo BCG e ao efeito de reforco do PD. As reacões maiores, no teste pré-vaci- nal, tenderam a se manter próximas da di- agonal por serem predominantemente rea- @es específicas, náo susceptiveis ao reforco do BCG. Um grupo de mdivfduos perma- neceu sem rea@0 após a revacina@o com BCG, possivelmente por erro metodológico na revacina@o ou nos testes ou por condi@es

FIGURA 2 Distribuido dos diâmetros das cicatrizes vacinais, Ro de Janeiro, 1986 30

20

E ET g a"

10

0 + t -t

TABELA 4. Média dos diâmetros das cicatrizes do BCG aplicado em 1986, segundo comprovante de vacinacáo (presenta de cicatriz de BCG ou certificado de vacinacáo). Rio de Janeiro, 1986

6 8 10 12 14

DIâmetro em mm

Comprovante de Diâmetro (mm)

Número de vacina@o Média Desvio padráo criancas

Presente 5,56 1,41 1 544 Ausente 5,49 1,35 139

Total de amostras 5,55

at = 0,579,p = 0,562

1,41 1 683”

biológicas, transitórias ou náo. Na contagem dos infectados náo se consideram as reacóes inferiores a 6 mm no teste pré-vacinal, já que a probabilidade de falsos positivos é grande neste grupo.

As criaryas foram erradamente classificadas como infectadas (falsos positi- vos) quando a sensibilidade tuberculínica inespecífia náo foi suficientemente ampliada pelo estímulo do BCG, seja por insuficihxia deste, ou pela intensidade daquela (a sen- sibilidade determinada pelo antecedente vacinal pode ter permanecido forte por re- vacina@o, pelo efeito de refoqo do PPD, por infeccóes naturais com micobactéti sapró- fitas ou espontaneamente), ou quando o teste tube~~~~Kco falhou na detec@o do aumento

FIGURA 3a. Testes pr&vacinais. Distribui@o da sensibilidade PPD Rt-23,2 UT, em escolares de 6 a 10 anos. Rio de Janeiro, 1666

50

40

30

2(

106

1 6- 8- lo- 12- 14-

@metro da enduragão (mm)

16- I

20-

FIGURA 3b. Testes phwacinais. Disbibuiqáo da sensibilidade PPD Fit-23,2 UT, em escolares de 6 a 10 anos. Rio de Janeiro, 1966

50

40

30

E 8 r; i? 2

20

10

0

lo- 12-

@metro da endura@0 (mm)

14- 16- 18- 20- 22-

da hipersensibiidade (erro de aplica@0 ou leitura, presenp de condi@es que deprimi- ram transitoriamente a sensibilidade tuber- culínica, etc.).

0 método de classificagáo utili- zado pode ter dado origem a falsos negativos quando o teste pós-vacinal revelou aumento da hipersensibilidade. Algumas das causas deste aumento aparente sáo: pequena inten- sidade da rea@0 tuberculínica, em razáo de desenvolvimento incompleto da hipersensi- bilidade específica ou da sua redu@o (tran- sitória ou náo), e erro técnico na aplica@0 ou leitura do teste.

Aplicando o método de Ten Dam e Hitze computamos, no diagrama, 7l crian- gas infectadas pelo M. tuberculosis - 19 na diagonal formada pelas rea@es de mesmo valor nos dois testes tuberculínicos (excluídas as reacóes pré-vacinais inferiores a 6 mm), 26 abaixo e 26 acima da diagonal. Dos 108 rea- tores com 10 mm ou mais, no teste pré-va- cirial, 54 teriam hipersensibilidade inespeá- fica, admitindo que o método tenha sido bom discriminador dos dais tipos de hipersensi- bilidade.

Pode-se estimar o número de in- feccóes específicas em uma distribui@o, na qual reacóes inespeáficas impossibilitem a delimita@o de urna curva de infectados pelo M. tuberculosis, como na figura 3a, utilizando o método proposto pela Tuberculosis Research OfJice (4). Este método base&se na pressu- posi@io de que as reacóes inespecíficas náo sáo maiores que a moda da distribui@o das

8 reacóes específicas que tem a configura@0

z simétrica. A figura 4 apresenta a dktribui@o i de todas as reagóes ao teste tuberculínico. c! 5

Essa distribui@o total é composta por duas distribui@es: a das reagóes inespecíficas,

E maior e à esquerda (valores menores de en-

$ duraao), e a das reacóes específicas, menor

.Yz E

s-

si

108

e à direita (valores maiores de enduragáo). Desta forma, a por@0 ascendente da distri- bui@o de reacóes específicas, que fica oculta pelas reacóes inespecíficas, pode ser recons- tituída a partir do seu ramo descendente. Em termos práticos, o número de infecgóes es- pecíficas seria obtido somando-se a freqiiên- cia da moda da distribuido das rea@& es- pecíficas ao dobro do número de reacóes maiores que a referida moda .

A preva&cia dos que apresen- tam rea@¡0 forte pode& ser tomada como ponto de referência, abaixo do qual estaria a propor@o real de infectados. Os valores ob tidos pelos métodos de Ten Dam e Hitze e da Tukrc~~?~sis Research Ojj?ice estariam mais próximos da realidade à medida que tentas- sem fazer urna “depura@o” das reagóes ines- peáficas.

Segundo os tr& métodos, as taxas de prevakkcia de infec@o pelo M. fu- bercdosis (com um intervalo de confianga de 95%) sáo as seguintes:

Método Ten Dam e Hitze 4,13% & 0,94% Método da Tuberculosis

Research Office Reagóes 2 10mm

3,83% IL 0,91%

(Método convencional) 6,28% -r- 1,15%

Se a sensibilidade e a especifi- cidade alcancadas por um método forem sa- tisfatórias, a distribuigáo dos diámetros das reagóes dos indivíduos classificados como infectados deve ter a configuragáo se- melhante à de urna curva normal, que é a apresentagáo comumente encontrada em populacóes de infectados. As reagóes tu- berculínicas das 71 criancas classificadas como infectadas pelo método de Ten Dam e Hitze têm distribui@o assimética, atri- buível à flutuacáo amostral e/ou à inclusáo de um excesso de reagóes intermediárias (falsos positivos) por erro de classificagáo.

A tendência média de decréscimo do risco anual de infec@o tuberculosa (lU), obtida neste estudo, foi de 7,68% ao ano no período 1970-1986. A estimativa da Divisáo Nacional de Pneumologia Sanitária (DNPS) para a macrorregiáo sudeste do Brasil, no mesmo período, foi de 6%. Entretanto, é pre-

FIGURA 4. Distribuiqáo das reaqóas ao teste tuberculínico (5 UT) em 1568 escolares na (ndia, com diiisáo hipotética em infectados (área escura) e náo infectados (área clara)

30

0 -l + + -t o- 4- 0- 12-

Enduragãoemmm

16- PO- 24-

aAdaptado de: WHOTuberculosis Research Oflic?. APraliminaryassassmentof BCG vacclnabon In India. Bull WHO12:101-122. 1955

ciso considerar que o Sudeste do Brasil com- preende cinco estados, e a área estudada é apenas urna fra@o do segundo muniápio, em popula@o, desta macrorregiáo. Em al- gms estados do Brasil, com sistemas de in- forma@0 mais eficientes, pôde-se estimar a tendência de decréscimo do RI de 1978 a 1985 a partir de uma série de coeficientes de in- cidência de baciIíferos: Distrito Federal, 7,0%;

Par& 6,1%, e Rio Grande do Sul, 5,8% (28). Essas diferengas, sem considerar as diferen- PS de qualidade dos dados, refletem, as es- pecificidades de cada re@0 em relaGo às mudatys sócio-econ&nicas e à eficácia das asóes de controle aplicadas, que sáo os dais

componentes mais importantes na determi- nqáo dos indicadores da tuberculose. A ten- dência do RI poderia ser vista como o resul- tado de um conjunto de fatores antaghicos: de um lado, a exist&xia de condi@es de vida e de tratamento eficaz garantindo que doen- tes infectantes náo consigam reproduzir a doenp, mantendo estável a endemia; de outro lado, a persistência de condi@es sócic- econhnicas, desfavoráveis para a maioria da popula@o, e a baixa eficácia dos programas de controle, que impedem que o risco de in- feceo atinja a mesma velocidade de decrés- cimo observada em outros países.

Em 1986, o RI na área estudada, considerando a tendência de decréscimo mencionada (método de Styblo et al.), foi de 0,36%. Se a varia@0 do RI no tempo de vida do grupo estudado náo for tomada em conta, como no método de Ruffino-Neto (29) e no de Narain (9), aquele valor passa a ser de 0,51%. A estimativa para o mesmo ano, a partir dos dados da Departamento Nacional de Pesquisa para a macror@áo sudeste, é de um RI de 0,56%. Os coeficientes, em 1986, de incidência de doentes bacilíferos notifica- dos na área também permitem estimar o RI. A área de abranghwia do estudo faz parte de duas regióes administrativas do muniápio do Rio de Janeiro, a 16” e a 24”, com risco de infecfão de 0,82 e 0,55%, respectivamente, no ano de referkcia.

Provavelmente, as diferenps devem-se à impreckkio das estimativas to- madas como referencial e às particularidades

3 da área estudada (popula@o dispersa e de características rurais). Há que considerar

s ainda que a popti@o estudada é de crian~s,

M nas quais o RI tende a ser menor (30).

C ONCLUSÓES A metodologia aplicada neste es-

tudo para a prova tuberculínica mostrou ser possível fazer-se a discrimina@0 entre infec- tados e náo infectados pelo M. tuberculosis em uma popula@ com alta cobertura vacinal pelo BCG. No entanto, há limita@es quanto à precisáo das estimativas pelo fato de o mé- todo combinar três procedimentos (testes tu- berculínicos, vacina@o BCG e contagem no diagrama de correla@o entre os testes pré e pós-vacinais), sujeitos a grande variabilidade in-. Na falta de um sistema de infor- ma@o fidedigno, o risco anual de infec@o tuberculosa, assim obtido, é um valor apro- ximado, capaz de servir como referenciaI para fins de análise epidemiológica e de pro- gramqáo e avalia@o de afóes de controle.

RE FERkNCI.6

1 Styblo, K, Meijer, A. e SutherIand, 1. The trans- mission of tubercle bacilli. Its trend in a human population. SeZ Pup 13:5-105,197l.

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5 Beskow, R., Bleiker, M., Dahlstrom, G., MeIIbin, T., Sjogren, 1. e Styblo, K. Las sensibilidades a Ia tuber&na en los escolares suecos vacunados con BCG al nacer. Bull lnt Union Tubeuc 55(3-4):101- 106,198O.

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7 Geser, A., Roy, L. A. e Blocher, C. Direct BCG vaccination in Burundi, Dahomey and Mauritania. 110

8

9

10

ll

12

13

14

15

16

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S UMMARY RISK OF TUBERCULOSIS AMONG STUDENTS WITH HIGH BCG COVERAGE

Mycobacterium tuberculosis in- fections may be difficult to detect by the tuberculin test in populations where non- specific tuberculin sensitivity (induced by BCG and “atypical” mycobacteria) is fre- quent. In those populations, the rate of M. tuberculosis infection can be determined by comparing the levels of sensitivity before and after BCG vaccination, and classifying as infected those who do not show in- creased sensitivity in the post-vaccination test.

To test this method on a BCG- vaccinated population, a survey was car- ried out in a sample of 1721 schoolchildren 6 to 10 years of age, from a suburban area of the City of Rio de Janeiro, where BCG vaccination had been carried out on a large scale.

The results suggest that the method is valid for BCG-vaccinated pop-

Corrección

ulations, although its accuracy may be af- fected by the intrinsic variability of tuber- culin tests and BCG vaccination, by the action of infections with non-tuberculous mycobacteria, and by low infection rates.

The tuberculous infection rate found in the sample group (4.13%) was compared with the results of a tuberculin survey carried out in the same area in 1970, and the incidence of infection was found to be decreasing by 7.68% annually.

The annual risk of tuberculous infection for 1986 was 0.36 or 0.51%, de- pending on the mathematical model used for the calculation. These figures are small- er than the official estimates derived from the incidence rates of notified cases or from surveys made before intradermal vaccination was adopted. This may be due to methodological error, inaccuracies of notification data, association between age and risk of infection and/or peculiarities of the surveyed area.

En el artículo “Nuevo método para estimar una prevalencia estandarizada de desnutrición infantil a partir de indicadores antropométri- cos”, de José 0. Mora., publicado en el nú- mero de noviembre de 1989 del Bolefin, hay una errata. En la fórmula que aparece al final de la primera columna de la página 403, en la raíz cuadrada del segundo paréntesis, donde dice Zr, debe decir Z*. La j sobra. Pedimos disculpas al autor por este error ti- pográfico, por completo ajeno a la redacción original.