Toxoplasmose, doença conhecida por sua severidade na infecção congênita é geralmente diagnosticada pela demonstração de anticorpos específicos contra antígenos de T. gondii, presentes no soro de indivíduos infectados. Diferentes testes são disponíveis para diferenciar infecção recente de infecção pregressa, para quantificar anticorpos IgG anti-T. gondii nos soros dos pacientes e utilizar os resultados como marcadores de imunidade. Neste trabalho apresentamos os resultados do estudo comparativo de duas tecnologias, Elfa (bioMérieux S.A.) e Meia (Abbott Laboratories), para pesquisa de anticorpos IgG anti-T. gondii em amostras de soros de baixa reatividade. De 76 amostras processadas, três apresentaram resultados discrepantes, reagentes para AxSYM Toxo IgG e não-reagentes para Vidas Toxo IgG II. A confirmação dos resultados, feita por bateria de testes, mostrou que todas as três amostras eram não-reagentes. Os resultados são discutidos em sua importância e orientação clínica, principalmente para a paciente gestante.

Toxoplasmosis is a disease which can cause severe congenital infection and is normally diagnosed by the detection of T. gondii specific antibodies in the serum of infected patients. Several different tests allow to distinguish recent from past infections and to quantify anti-T. gondii specific IgG, and the results can be used as markers for immunity. In the present study, we compare the performance of two different methodologies, the Elfa (bioMérieux S.A) and the Meia (Abbott Laboratories) in detecting T. gondii specific IgG in low-reactivity sera. Of 76 analyzed samples, three presented discrepant results, being positive in the Abbott AxSYM Toxo IgG assay, and negative in the bioMérieux Vidas Toxo IgG II assay. By using other tests, the three sera were confirmed to be negative. The results are discussed in the context of their importance for patient management, especially during pregnancy.

Utilizando dados referentes a 34 países, em quatro épocas, 1950,1960, 1970 e 1980, foi verificado que a percentagem de óbitos com 50 anos e mais, que constitui a Razão de Mortalidade Proporcional, indicador de nível de saúde de populações proposta por Swarrop e Uemura, não proporcionou o maior poder de discriminação entre países mais e menos desenvolvidos, em qualquer das épocas; nas duas últimas, foi a percentagem de óbitos com 75 anos e mais que correspondeu esse maior poder. Verificou-se ainda que os deslocamentos de óbitos para faixas etárias mais elevadas, durante um determinado período, foram também mais bem traduzidas pelas variações no mesmo período, dessa percentagem, sendo útil a complementação dessas informações pelas variações da percentagem de óbitos com 65 anos e mais. E sugerida a conveniência de reformulação das classes propostas por Swaroop e Uemura, definindo-se outras baseadas na RMP dada por 75 anos e mais, com os seguintes limites: 0 |—20, 20 |—40, 40 |—50, 50 |—55 e 55 ou mais, com previsão de desdobramento futuro da última.

Using reliable data from 34 countries for the years 1950, 1960, 1970 and 1980 it was observed that the proportional mortality ratio for 50 years of age and above, proposed by Swaroop & Uemura, did not provide the best discriminatory power between more and less developed countries in any of the years studied. In 1970 and 1980, the greatest discriminatory power was obtained by using the proportional mortality ratio for 75 years of age and above. The displacement of deaths to upper age groups over a certain period of time was better translated by variations in the 75 years and above than in the 50 years and above proportional mortality ratio. It is also useful to complement this information by computing the percentage of deaths at 65 years of age and above. It is suggested that the classes proposed by Swaroop & Uemura should be reformulated using new classes based on the proportional mortality ratio for 75 years and above, with the following limits: 0 |—20; 20 |—40; 40 |—50; 50 |—55 and 55 and above, with the possibility of subdividing the last group, if necessary, in the future.

Estudou-se o Coeficiente de Anos de Vida Perdidos (CAVP), proposto por Haenszel, em 1950, utilizando os dados populacionais confiáveis de países e das sub-regiões administrativas do Estado de São Paulo. Os resultados mostraram que: a) há conveniência em adotar 75 anos como idade limite, para o cálculo do CAVP, bem como intervalo de 10 anos para as classes etárias que se seguem às duas primeiras ( < 1 e 1 - 4 ); b) comparando as ordenações de países e de sub-regiões, segundo o CAVP e segundo o Coeficiente Padronizado de Mortalidade Geral (CMGP), com a correspondente segundo o Indicador Abrangente de NOVO (Z), adotado como referencial, verificou-se que as discrepâncias foram significantemente menores no caso do primeiro; c) a variação, no tempo, dos dois coeficientes, em países estudados, calculada pela taxa de variação anual (TVA), foi traduzida mais expressivamente pelo CAVP do que pelo CMGP; d) utilizando como referencial o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI), as discrepâncias da ordenação da TVA, baseadas no CAVP, foram significantemente menores do que as baseadas no CMGP. Concluiu-se que o CAVP pode, com vantagem, substituir o CMGP.

The Lost Years of Life Rate (LYLR), proposed by Haenszel in 1950, but since then seldom mentioned in literature, was studied. By using reliable populational data from various countries, and from regions of the State of S.Paulo, they showed that: a) It is convenient to employ 75 years as the age limit for the calculation of the LYLR, as well as a ten-year interval for the age classes that follow the first and second ones (less than 1, and 1 to 4); b) by comparing the ranking of countries and regions, in accordance with their LYLR and by the Standardized mortality rate (SMR), with the corresponding ranking using Novo's comprehensive Indicator (Z) as a parameter, they verified that the discrepancy was smaller in the first case; c) variations in time, of both coefficients, in the countries studied, calculated by the annual variation rate (AVR), were better expressed by LYLR than by SMR; d) using the Infant mortality rate (IMR) as a parameter, the discrepancies in the ordering of AYR, based on LYLR, were significantly smaller than those based on SMR. It was concluded that the LYLR can, with advantage, replace the SMR.

The Lost Years of Life Rate (LYLR), proposed by Haenszel in 1950, but since then seldom mentioned in literature, was studied. By using reliable populational data from various countries, and from regions of the State of S.Paulo, they showed that: a) It is convenient to employ 75 years as the age limit for the calculation of the LYLR, as well as a ten-year interval for the age classes that follow the first and second ones (less than 1, and 1 to 4); b) by comparing the ranking of countries and regions, in accordance with their LYLR and by the Standardized mortality rate (SMR), with the corresponding ranking using Novo's comprehensive Indicator (Z) as a parameter, they verified that the discrepancy was smaller in the first case; c) variations in time, of both coefficients, in the countries studied, calculated by the annual variation rate (AVR), were better expressed by LYLR than by SMR; d) using the Infant mortality rate (IMR) as a parameter, the discrepancies in the ordering of AYR, based on LYLR, were significantly smaller than those based on SMR. It was concluded that the LYLR can, with advantage, replace the SMR.

Estudou-se o Coeficiente de Anos de Vida Perdidos (CAVP), proposto por Haenszel, em 1950, utilizando os dados populacionais confiáveis de países e das sub-regiões administrativas do Estado de São Paulo. Os resultados mostraram que: a) há conveniência em adotar 75 anos como idade limite, para o cálculo do CAVP, bem como intervalo de 10 anos para as classes etárias que se seguem às duas primeiras ( < 1 e 1 - 4 ); b) comparando as ordenações de países e de sub-regiões, segundo o CAVP e segundo o Coeficiente Padronizado de Mortalidade Geral (CMGP), com a correspondente segundo o Indicador Abrangente de NOVO (Z), adotado como referencial, verificou-se que as discrepâncias foram significantemente menores no caso do primeiro; c) a variação, no tempo, dos dois coeficientes, em países estudados, calculada pela taxa de variação anual (TVA), foi traduzida mais expressivamente pelo CAVP do que pelo CMGP; d) utilizando como referencial o Coeficiente de Mortalidade Infantil (CMI), as discrepâncias da ordenação da TVA, baseadas no CAVP, foram significantemente menores do que as baseadas no CMGP. Concluiu-se que o CAVP pode, com vantagem, substituir o CMGP.

Using reliable data from 34 countries for the years 1950, 1960, 1970 and 1980 it was observed that the proportional mortality ratio for 50 years of age and above, proposed by Swaroop & Uemura, did not provide the best discriminatory power between more and less developed countries in any of the years studied. In 1970 and 1980, the greatest discriminatory power was obtained by using the proportional mortality ratio for 75 years of age and above. The displacement of deaths to upper age groups over a certain period of time was better translated by variations in the 75 years and above than in the 50 years and above proportional mortality ratio. It is also useful to complement this information by computing the percentage of deaths at 65 years of age and above. It is suggested that the classes proposed by Swaroop & Uemura should be reformulated using new classes based on the proportional mortality ratio for 75 years and above, with the following limits: 0 |—20; 20 |—40; 40 |—50; 50 |—55 and 55 and above, with the possibility of subdividing the last group, if necessary, in the future.

Utilizando dados referentes a 34 países, em quatro épocas, 1950,1960, 1970 e 1980, foi verificado que a percentagem de óbitos com 50 anos e mais, que constitui a Razão de Mortalidade Proporcional, indicador de nível de saúde de populações proposta por Swarrop e Uemura, não proporcionou o maior poder de discriminação entre países mais e menos desenvolvidos, em qualquer das épocas; nas duas últimas, foi a percentagem de óbitos com 75 anos e mais que correspondeu esse maior poder. Verificou-se ainda que os deslocamentos de óbitos para faixas etárias mais elevadas, durante um determinado período, foram também mais bem traduzidas pelas variações no mesmo período, dessa percentagem, sendo útil a complementação dessas informações pelas variações da percentagem de óbitos com 65 anos e mais. E sugerida a conveniência de reformulação das classes propostas por Swaroop e Uemura, definindo-se outras baseadas na RMP dada por 75 anos e mais, com os seguintes limites: 0 |—20, 20 |—40, 40 |—50, 50 |—55 e 55 ou mais, com previsão de desdobramento futuro da última.

Utilizando a função discriminante linear, propõe-se um indicador de nível de saúde abrangente de vários indicadores usuais, a saber: o coeficiente de mortalidade geral (CMG), indicador quantificado de Guedes (IG), esperança de vida ao nascer (EV), coeficiente de natalidade (CN), coeficiente de mortalidade infantil (CMI) e coeficiente de mortalidade por doenças transmissíveis (CMDT). Para a padronização dos dois últimos, foi proposta e utilizada uma população padrão mediana; para sua formação, cada grupo etário concorre com a mediana das percentagens de participação desse grupo na composição da população de cada um dos 44 países estudados. A análise crítica das equações de funções discriminantes obtidas com a técnica passo a 2895 2060 1000 passo ascendente (stepwise), mostrou que o valor: Z = 2895/CMI + 2060/CN + 1000/CMDTp, pode ser utilizado como indicador abrangente, permitindo a ordenação de países em amplas classes de nível de saúde.

There are, very often, considerable discrepancies when countries are ranked according to the values of each of the common health indicators. By the use of computed linear discriminant functions the authors developed a single indicator designed to convey the information gathered from the following health indicators: life expectancy at birth (LE), birth rate (BR), infant mortality rate (IMR), quantified indicator of Guedes (GI), general mortality rate (GMR) and mortality rate (MR) by infective and parasitic diseases (MRIPD), the last two age adjusted. For the construction of this adjustment a median standard population was suggested and used, each age group contributed with the average of the percentages of participation of the group in the composition of the population of each one of the 44 countries studied. These were those for which it was possible to get reliable data for the years around 1980. The contrasted groups in computing discriminant functions, each one consisting of 12 countries, were defined according to a criterion based on the rank of the sum of the normal reduced deviations calculated for the distributions of the values for each indicator. For the computation of discriminant function equations by the stepwise technique, reciprocal transformation was used for the four indicators expressed as ratios and for the other two their face values were used. Critical analysis of results as shown that the formula: Z = 2895/IMR + 2060/BR + 1000/MRIPD, can be used as a comprehensve indicator allowing the ranking of countries in broad classes of health levels, as follows: A - 737 or more; Denmark and Sweden; B - 637 |- 737: Australia, Netherland, England and Wales, Iceland, Luxembourg, Norway and Switzerland; C - 537 |- 637: Federal Republic of Germany, Canada, Scotland, Finland and Japan; D - 437 |- 537: Austria, Belgium, United States, France, Northern Ireland, Italy and New Zealand; E - 337 |- 437: Bulgaria, Spain, Greece, Hong Kong, Hungary, Ireland, Israel and Singapore; F - 237 |- 337: Barbados, Costa Rica, Yugoslavia, Poland, Portugal and Romania; G - 137 |- 237: Chile, Guyana, Mauritius, Panama, Trinidad and Tobago and Uruguay; H - < 137: Egygt, Guatemala and Mexico.

There are, very often, considerable discrepancies when countries are ranked according to the values of each of the common health indicators. By the use of computed linear discriminant functions the authors developed a single indicator designed to convey the information gathered from the following health indicators: life expectancy at birth (LE), birth rate (BR), infant mortality rate (IMR), quantified indicator of Guedes (GI), general mortality rate (GMR) and mortality rate (MR) by infective and parasitic diseases (MRIPD), the last two age adjusted. For the construction of this adjustment a median standard population was suggested and used, each age group contributed with the average of the percentages of participation of the group in the composition of the population of each one of the 44 countries studied. These were those for which it was possible to get reliable data for the years around 1980. The contrasted groups in computing discriminant functions, each one consisting of 12 countries, were defined according to a criterion based on the rank of the sum of the normal reduced deviations calculated for the distributions of the values for each indicator. For the computation of discriminant function equations by the stepwise technique, reciprocal transformation was used for the four indicators expressed as ratios and for the other two their face values were used. Critical analysis of results as shown that the formula: Z = 2895/IMR + 2060/BR + 1000/MRIPD, can be used as a comprehensve indicator allowing the ranking of countries in broad classes of health levels, as follows: A - 737 or more; Denmark and Sweden; B - 637 |- 737: Australia, Netherland, England and Wales, Iceland, Luxembourg, Norway and Switzerland; C - 537 |- 637: Federal Republic of Germany, Canada, Scotland, Finland and Japan; D - 437 |- 537: Austria, Belgium, United States, France, Northern Ireland, Italy and New Zealand; E - 337 |- 437: Bulgaria, Spain, Greece, Hong Kong, Hungary, Ireland, Israel and Singapore; F - 237 |- 337: Barbados, Costa Rica, Yugoslavia, Poland, Portugal and Romania; G - 137 |- 237: Chile, Guyana, Mauritius, Panama, Trinidad and Tobago and Uruguay; H - < 137: Egygt, Guatemala and Mexico.

Utilizando a função discriminante linear, propõe-se um indicador de nível de saúde abrangente de vários indicadores usuais, a saber: o coeficiente de mortalidade geral (CMG), indicador quantificado de Guedes (IG), esperança de vida ao nascer (EV), coeficiente de natalidade (CN), coeficiente de mortalidade infantil (CMI) e coeficiente de mortalidade por doenças transmissíveis (CMDT). Para a padronização dos dois últimos, foi proposta e utilizada uma população padrão mediana; para sua formação, cada grupo etário concorre com a mediana das percentagens de participação desse grupo na composição da população de cada um dos 44 países estudados. A análise crítica das equações de funções discriminantes obtidas com a técnica passo a 2895 2060 1000 passo ascendente (stepwise), mostrou que o valor: Z = 2895/CMI + 2060/CN + 1000/CMDTp, pode ser utilizado como indicador abrangente, permitindo a ordenação de países em amplas classes de nível de saúde.