Taxa de ataque SARS-CoV-2 na Amazônia brasileira durante uma epidemia não mitigada

O Brasil experimentou uma das epidemias de COVID-19 de crescimento mais rápido do mundo, sendo a Amazônia a região mais atingida ( 1 ). Manaus é a maior metrópole da Amazônia, com uma população de mais de 2 milhões e uma densidade populacional de 158 habitantes / km ² . O primeiro caso de síndrome respiratória aguda grave coronavírus 2 (SARS-CoV-2) em Manaus foi confirmado em 13 de março de 2020 ( 2 ) e foi seguido por uma epidemia explosiva, com pico no início de maio com mortalidade 4,5 vezes maior ( 3) Isso foi seguido por uma queda sustentada em novos casos, apesar do relaxamento das intervenções não farmacêuticas (INP). A prevalência de anticorpos para SARS-CoV-2 é uma estimativa da taxa de ataque em Manaus e fornece uma estimativa baseada em dados da extensão da propagação de COVID-19 na ausência de mitigação efetiva.

Dado um número de reprodução básico ( R ₀ ) de 2,5 a 3,0 para o estado do Amazonas ( 4 ), a taxa de ataque esperada durante uma epidemia não mitigada em uma população homogeneamente mista é de 89 a 94% ( 5 ). Quando a porcentagem de pessoas infectadas excede o limite de imunidade de rebanho de 60 a 67%, ou 100 × [1 – (1 / R ₀ )], cada infecção gera menos de um caso secundário (número de reprodução de caso R _t <1) e incidência declina. Procuramos medir a taxa de ataque de SARS-CoV-2 em Manaus e explorar se a epidemia foi contida ( R _t<1) porque a infecção atingiu o limiar de imunidade do rebanho ou por outros fatores, como alterações comportamentais e NPIs. Comparamos os dados de Manaus com os achados de São Paulo, onde foram detectados os primeiros casos brasileiros de COVID-19 ( 2 , 6 ) e tanto o aumento quanto a queda na mortalidade foram mais lentos e prolongados.

Usamos um imunoensaio quimioluminescente de micropartículas (CMIA; AdviseDx, Abbott) que detecta anticorpos imunoglobulina G (IgG) para a proteína do nucleocapsídeo (N) SARS-CoV-2. Para inferir a taxa de ataque a partir da positividade do teste de anticorpos, precisamos levar em consideração a sensibilidade e a especificidade do teste ( 7 ). A especificidade da CMIA é alta (> 99,0%) ( 8 – 10 ), mas as estimativas de sensibilidade anteriores altas (> 90,0%) ( 8 , 10 ) podem não se aplicar à triagem de doadores de sangue ( 11 , 12 ) por duas razões. Em primeiro lugar, a maioria das infecções por SARS-CoV-2 em doadores de sangue são assintomáticas e as respostas de anticorpos mais fracas na doença assintomática ( 13) pode levar a uma taxa de soroconversão inicial mais baixa (ou seja, infecções mais “serossilentas”). Em segundo lugar, como resultado da diminuição do anticorpo, a sensibilidade cai com o tempo ( 14 ), de modo que a positividade do teste subestima cada vez mais a taxa de ataque real.

Usamos uma variedade de amostras clínicas em diferentes momentos para obter informações sobre a dinâmica do anti-N IgG detectado pelo Abbott CMIA ( Fig. 1) Em amostras de pacientes COVID-19 hospitalizados coletados em 20 a 33 dias após o início dos sintomas, refletindo a alta gravidade da doença e o momento ideal de coleta de sangue, a sensibilidade foi de 91,8% [intervalo de confiança de 95% (IC), 80,8% a 96,8%], que sugere que ~ 8% dos casos de convalescença grave não desenvolvem anticorpos detectáveis. Entre uma coorte de casos sintomáticos com doença leve também testada no período de convalescença precoce, a sensibilidade caiu para 84,5% (IC 95%, 78,7% para 88,9%), indicando que a soroconversão inicial é menor nos casos mais leves. Em amostras retiradas posteriormente (50 a 131 dias) da mesma coorte de doença leve, a sensibilidade foi ainda mais baixa (80,4%; IC de 95%, 71,8% a 86,8%), refletindo a diminuição do anticorpo. De fato, em um subconjunto de 104 pacientes com duas colheitas de sangue consecutivas, o sinal para corte (S / C) diminuiu durante o período observado (Fig. 1B ) e entre 88 indivíduos com uma leitura positiva no primeiro ponto de tempo, a taxa média de decaimento foi de –0,9 log ₂ unidades S / C a cada 100 dias (IC de 95%, –1,1 a –0,75), igualando a um meia-vida de 106 dias (95% CI, 89 a 132 dias) ( Fig. 1C ).

Finalmente, testamos 1000 doações de sangue dadas em São Paulo em julho de 2020 em paralelo, usando um segundo imunoensaio de alta especificidade [> 99,0% ( 15 )], menos sujeito à diminuição do anticorpo ( 14 ) (Roche Elecsys). Destas, 103 amostras foram positivas usando o Abbott CMIA e outras 30 foram positivas usando o ensaio Roche. Assumindo que todas as 133 amostras eram verdadeiras positivas, a sensibilidade do ensaio Abbott N IgG foi de 77,4% (IC de 95%, 69,6% a 83,7%) em amostras de doadores de sangue assintomáticos. As amostras em julho foram doadas 4 meses após o início da epidemia em São Paulo; consequentemente, os falsos negativos usando o ensaio Abbott incluem casos que inicialmente não soroconverteram, bem como infecções anteriores que foram posteriormente revertidas.

Como a especificidade era alta, com apenas um resultado falso positivo em 821 doações pré-epidêmicas de Manaus ( Fig. 1A ), também tentamos melhorar o desempenho do ensaio reduzindo o limite para um resultado positivo de 1,4 S / C (de acordo com o fabricante ) a 0,4 S / C. Isso resultou em 27 falsos positivos e uma especificidade de 96,7%, mas melhorou substancialmente a sensibilidade neste limite ( Fig. 1A e tabela S1).

Para estimar a proporção da população com anticorpos IgG anti-SARS-CoV-2, utilizamos amostra de conveniência de doações de sangue de rotina realizadas na Fundação Pró-Sangue de São Paulo e na Fundação Hospitalar de Hematologia e Hemoterapia do Amazonas (HEMOAM ) em Manaus. O tamanho da amostra mensal e as datas de amostragem, de fevereiro a outubro, são mostrados na tabela S2.

A prevalência de anticorpos SARS-CoV-2 em fevereiro e março foi baixa (<1%) em São Paulo e Manaus. Isso é consistente com a época dos primeiros casos confirmados, diagnosticados em 13 de março em Manaus e em 25 de fevereiro em São Paulo ( 2 ). Em Manaus, após ajuste para sensibilidade e especificidade do teste (mas não diminuição de anticorpos) e reponderação para idade e sexo, a prevalência de anticorpos IgG SARS-CoV-2 foi de 4,8% (IC 95%, 3,3% a 6,8%) em abril e 44,5% (IC 95%, 39,2% a 50,0%) em maio, atingindo um pico de 52,5% (47,6% a 57,5%) em junho ( Fig. 2e a tabela S2). O aumento da soroprevalência seguiu de perto a curva de mortes cumulativas. Em São Paulo, a prevalência de SARS-CoV-2 IgG em doadores de sangue também aumentou de forma constante, atingindo 13,6% (IC 95%, 12,0% a 8,1%) em junho.

Entre junho e outubro, o efeito da sororreversão tornou-se evidente nas duas cidades. Em Manaus, após o pico de prevalência de anticorpos em junho, a proporção de doadores de sangue com teste positivo caiu para 25,8% em outubro. Excluindo as amostras extremamente negativas (<0,4 S / C), o sinal de ensaio mediano caiu continuamente desde maio: 3,9 (maio), 3,5 (junho), 2,3 (julho), 1,7 (agosto), 1,4 (setembro) e 1,3 (outubro ) ( Fig. 2B ). Da mesma forma, em São Paulo, a prevalência de anticorpos permaneceu estável entre junho e outubro, enquanto o número de mortes diárias de COVID-19 também permaneceu relativamente estável, refletindo um equilíbrio entre o declínio de anticorpos de infecções no início do surto e soroconversões após infecções recentes ( Fig. 2C ) .

Em Manaus, o efeito da diminuição do anticorpo na prevalência aparente foi parcialmente melhorado pela redução do limite para um resultado positivo de 1,4 S / C para 0,4 S / C e corrigindo para a taxa de falsos positivos aumentada resultante. No entanto, os resultados em São Paulo permaneceram praticamente inalterados por essa correção ( Fig. 2 e tabela S2).

Além disso, corrigimos a seroreversão com uma abordagem baseada em modelo (consulte os materiais suplementares). Resumidamente, assumimos que a probabilidade de um indivíduo serorevertendo exatamente m meses após a recuperação decai exponencialmente com m . Estimamos a taxa de cárie e a proporção de pacientes que sororevertiram usando os dados de soroprevalência de Manaus para encontrar a taxa de cárie que minimizou o número de novos casos em julho e agosto, evitando diminuições na prevalência – isto é, supondo que houvesse poucos casos em Manaus em julho e agosto e que as mudanças na soroprevalência foram devidas principalmente ao declínio dos anticorpos. Os resultados dessas correções são mostrados na Fig. 2e a tabela S2. Após o ajuste para sororreversão, descobrimos que a incidência cumulativa em Manaus pode ter atingido 66,2% (IC 95%, 61,5% a 80,1%) em julho e 76,0% (IC 95%, 66,6% a 97,9%) em outubro. A confiabilidade dessa estimativa depende da validade da suposição de decaimento exponencial e, na ausência de uma abordagem aceita para explicar a seroreversão, esses resultados devem ser interpretados com cautela.

Para calcular as taxas de mortalidade por infecção (IFRs), usamos a prevalência (ajustada para sensibilidade e especificidade, e reponderada para idade e sexo) em junho, visto que seguiu o pico epidêmico em Manaus, mas precedeu uma seroreversão apreciável. Em Manaus, os IFRs foram de 0,17% e 0,28%, levando-se em consideração os números de reação em cadeia da polimerase (PCR) – óbitos por COVID-19 confirmados e óbitos por COVID-19 prováveis ​​com base na identificação sindrômica, respectivamente. Em São Paulo, os IFRs globais foram de 0,46% e 0,72%, respectivamente. A diferença pode ser explicada por uma estrutura populacional mais velha em São Paulo (fig. S1A). Apoiando essa inferência, os IFRs específicos para a idade foram semelhantes nas duas cidades e foram semelhantes às estimativas baseadas em dados da China ( 16 ) (fig. S1B) e uma revisão sistemática recente ( 17) Também obtivemos IFRs específicos para a idade semelhantes usando as estimativas de prevalência corrigidas por sororreversão de outubro (fig. S1).

Os doadores de sangue podem não ser representativos da população em geral. Em ambas as cidades, a faixa etária elegível para doação de sangue no Brasil (16 a 69 anos) e a distribuição por sexo dos doadores são diferentes da população de base (fig. S2). Revendo nossas estimativas para idade e sexo ( Fig. 2e a tabela S2) resultou em uma ligeira redução na prevalência, principalmente em Manaus, onde os homens estavam sobre-representados entre os doadores e também tinham uma soroprevalência mais alta (fig. S3). A etnia autorrelatada nos doadores foi semelhante à das populações do censo (fig. S2). A renda mediana nos setores censitários de residência dos doadores de sangue era ligeiramente mais alta do que a média ponderada da população para ambas as cidades (fig. S4). Com relação à distribuição espacial dos doadores, houve uma prevalência de anticorpos semelhante em diferentes regiões amostradas em ambas as cidades (fig. S5), e alcançamos uma boa cobertura geográfica em ambas as cidades (ver materiais complementares e fig. S5).

Como os doadores potenciais são adiados se tiverem um teste de PCR SARS-CoV-2 positivo ou diagnóstico clínico de COVID-19, o aumento do acesso ao teste pode ter reduzido o pool de doadores elegíveis ao longo do tempo. Porém, apenas 2,7% dos residentes em Manaus e 8,5% em São Paulo relataram ter feito o teste de PCR até setembro (fig. S6). Como tal, alterar o acesso aos testes provavelmente não teria sido importante. Considerando esses fatores em conjunto, sugerimos que nossos resultados podem ser extrapolados com cautela para a população de 16 a 69 anos em Manaus e São Paulo. Dentro deste grupo, os estudos de doadores de sangue podem subestimar a verdadeira exposição ao SARS-CoV-2 porque os doadores podem ter perfis socioeconômicos mais elevados e maior consciência e envolvimento com a saúde, e porque doadores sintomáticos são adiados. Contudo,

Nossos resultados mostram que entre 44% e 66% da população de Manaus estava infectada pelo SARS-CoV-2 em julho, após o pico da epidemia naquele local. A estimativa mais baixa não leva em conta os casos falsos negativos ou a diminuição dos anticorpos; a estimativa superior é responsável por ambos. R _t caiu para <1 (fig. S7) no final de abril, quando as infecções cumulativas estavam entre 5% e 46% da população. Os NPIs (tabela S3) foram implementados em meados ao final de março, quando o distanciamento físico também aumentou (fig. S8). É provável que esses fatores funcionassem em conjunto com o aumento da imunidade da população para conter a epidemia. Desde então, a transmissão continuou em Manaus, embora em menor grau do que em abril e maio ( Fig. 2e fig. S7). A partir da segunda semana de agosto houve um pequeno aumento no número de casos ( 18 ), que, no momento da redação, começou a diminuir. Consequentemente, a taxa de ataque subiu para 76% em outubro. Isso permanece menor do que o previsto em uma população homogeneamente mista sem estratégias de mitigação (~ 90%). É improvável que a mistura homogênea seja uma suposição válida ( 19 ), e a mudança comportamental e NPIs podem explicar porque o tamanho final estimado da epidemia ainda não atingiu 89 a 94%, conforme esperado para valores de R ₀ entre 2,5 e 3,0 ( 4 ).

Em 1 de outubro, Manaus registrou 2.642 [1.193 / milhão de habitantes (mil)] mortes confirmadas COVID-19 e 3.789 (1.710 / mil) mortes por síndrome respiratória aguda grave; São Paulo registrou 12.988 (1.070 / mil) e 20.063 (1.652 / mil), respectivamente. As proporções cumulativas de mortalidade foram semelhantes em ambas as cidades e altas em relação a outros locais, como Reino Unido (620 / mil), França (490 / mil) ou Estados Unidos (625 / mil) em 1º de outubro ( 20 ). As diferentes taxas de ataque em Manaus e São Paulo (76% contra 29% das pessoas infectadas), apesar das taxas gerais de mortalidade semelhantes, são devidas ao maior IFR em São Paulo. A razão de mortalidade padronizada por idade foi de 2,0 comparando os óbitos observados em Manaus com aqueles esperados da projeção da mortalidade específica por idade em São Paulo na estrutura etária de Manaus. O R₀ foi semelhante nas duas cidades (fig. S7), mas os casos e mortes aumentaram e depois diminuíram mais lentamente em São Paulo do que em Manaus, onde tanto a ascensão quanto a queda foram mais abruptas (fig. S7). A menor taxa de ataque em São Paulo é parcialmente explicada pelo maior tamanho da população (2,2 milhões contra 12,2 milhões de habitantes). Conforme o tamanho da população aumenta, o tempo para atingir uma determinada taxa de ataque também aumenta ( 21 ).

A taxa de ataque em Manaus é superior às estimativas baseadas em estudos de soroprevalência realizados na Europa e América do Norte ( 8 , 22 , 23 ) e em resultados recentes de doadores de sangue quenianos ( 24 ). Uma soroprevalência similarmente alta (~ 50%) foi observada em favelas em Mumbai, Índia ( 25 ). No Brasil, um inquérito sorológico de base populacional em São Paulo ( 26 ) encontrou prevalência semelhante à do nosso estudo (26,2% versus 28,8% em doadores de sangue, em outubro). Em Manaus, menor soroprevalência (14%, em junho) foi encontrada em uma amostra domiciliar aleatória de 250 pessoas ( 1 ). Mas este estudo não foi desenvolvido no nível da cidade e usou o Wondfo de baixa sensibilidade ( 27) teste rápido. Como tal, os resultados não são diretamente comparáveis.

Investigações futuras devem ser conduzidas para determinar o que foi responsável por tal transmissão extensa do SARS-CoV-2 em Manaus. Possíveis explicações incluem condições socioeconômicas, aglomeração doméstica ( 28 ), acesso limitado a água potável e dependência de viagens de barco ( 1 ) em que a superlotação resulta em contágio acelerado, semelhante ao observado em navios de cruzeiro ( 29 ). A população jovem móvel com imunidade preexistente potencialmente baixa ao SARS-CoV-2 ( 30 ), bem como a circulação precoce de várias linhagens de vírus introduzidas de vários locais, podem ter contribuído para a grande escala do surto.

Nossos dados mostram que> 70% da população foi infectada em Manaus cerca de 7 meses após a chegada do vírus à cidade. Isso está acima do limite teórico de imunidade do rebanho. No entanto, a infecção anterior pode não conferir imunidade duradoura ( 30 , 31 ). Na verdade, observamos uma diminuição rápida dos anticorpos em Manaus, consistente com outros relatórios que mostraram diminuição do sinal no ensaio Abbott IgG ( 14 , 32 ). No entanto, outros ensaios comerciais, com diferentes designs ou direcionados a diferentes antígenos, têm sinal mais estável ( 14 ), e há evidências de uma resposta robusta de anticorpos neutralizantes vários meses após a infecção ( 33 ). Relatos raros de reinfecção foram confirmados (34 ), mas a frequência de sua ocorrência permanece uma questão em aberto ( 35 ). Manaus representa uma população “sentinela”, dando-nos uma indicação baseada em dados do que pode acontecer se o SARS-CoV-2 puder se espalhar sem mitigação. Mais estudos de vigilância soroepidemiológica, molecular e genômica na região são necessários urgentemente para determinar a longevidade da imunidade populacional, a correlação com o declínio de anticorpos observado e a diversidade de linhagens circulantes. O monitoramento de novos casos e a proporção de casos locais versus importados também será vital para entender até que ponto a imunidade da população pode prevenir a transmissão futura e a necessidade potencial de vacinações de reforço para reforçar a imunidade protetora.