Prevalencia de anticuerpos contra Histophilus somni y factores de riesgo en ganado para carne en Yucatán, México

Prevalence of antibodies against Histophilus somni and risk factors in beef cattle in Yucatan, Mexico

José Jesús Solís–Calderón* José Candelario Segura–Correa** Francisco Aguilar–Romero*** Víctor Manuel Segura–Correa*

^*Centro de Investigación Regional del Sureste, Instituto Nacional de Investigaciones Forestales, Agrícolas y Pecuarias, Km 25, carretera Mérida–Motul, 97454, Mocochá, Yucatán, México.

** Facultad de Medicina Veterinaria y Zootecnia, Universidad Autónoma de Yucatán, Km 15.5, carretera Mérida–Xmatkuil, A. P. 4–116, Itzimná, Mérida, Yucatán, México.

Recibido el 8 de septiembre de 2006
Aceptado el 9 de noviembre de 2007.

Abstract

The purpose of this study was to estimate the seroprevalence of H. somni infection and to determine some risk factors associated with the seropositivity in beef cattle in the livestock region of Yucatan, Mexico. Furthermore, the intraherd correlation coefficient (r_e) and the design effect (D) were estimated. The animals were selected using a two–stage random sampling. Blood samples were collected from 490 animals from 35 herds, and sera were tested for the detection of antibodies against H. somni, using the double agar gel immunodiffusion test. Information about each herd and animal sampled was recorded by a questionnaire personally applied in the farm. Data were analyzed by chi–square tests. Ten herds had zero seropositive animals, 19 had one and six had two seropositive animals. Thirty one out of 490 animals were seropositive. The animal seroprevalence adjusted to herd size was 5.5% (95% confidence interval = 3.5%, 7.5%). Animal seroprevalence in the six municipalities ranged from 3.6% to 9.5%, but no significant differences (P = 0.89) were found. The r_e and D values for H. somni seroprevalence were 0 (SE = 0.01) and 1 (SE = 0.19), respectively. The chi–square test did not show association (P > 0.10) between the presence of antibodies against H. somni and the risk factors investigated.

Key words: Histophilus somni, Beef Cattle, Seroprevalence, Mexico

Resumen

Palabras clave: Histophilus somni, Bovinos, Seroprevalencia, México.

Introducción

La producción de ganado bovino es una de las principales actividades agropecuarias en Yucatán, México; 75% de los ranchos se localizan en la región ganadera. De los diferentes sistemas de producción bovina identificados en el estado, 81% de los ranchos se dedican a la producción de carne y sólo 17% y 2% al sistema de doble propósito y producción de leche especializada.¹ El clima tropical, así como el manejo, nutrición y presencia de enfermedades reducen la rentabilidad de los ranchos. Existe una variedad de enfermedades que afectan a los bovinos; sin embargo, el complejo respiratorio bovino (CRB) ocasiona mayores pérdidas económicas a la industria ganadera, reduciendo los parámetros productivos de los bovinos especializados en la producción de leche, carne y doble propósito. De las enfermedades que padece el bovino, entre 40% y 80% son de tipo respiratorio, manifestando respiración agitada, descarga nasal, tos, conjuntivitis, fiebre, falta de apetito y enflaquecimiento de los animales. Las principales pérdidas que ocasiona el CRB son: gastos por medicación de animales enfermos, mantenimiento de bovinos en recuperación, disminución en la ganancia diaria de peso, disminución en la producción de carne y leche y muerte de los bovinos.²

El CRB es una enfermedad multifactorial en la que participan diversos virus, como los de rinotraqueítis infecciosa bovina, diarrea viral bovina, para influenza 3 y virus respiratorio sincital bovino, que dañan al aparato respiratorio y predisponen a las infecciones bacterianas. Asimismo, influyen factores de estrés como el transporte, hacinamiento, mala alimentación y condiciones ambientales adversas.² Una vez creadas las condiciones óptimas para la proliferación bacteriana, éstas ejercen su acción dañina, en la que participan Mannheimia haemolytica Tipo A 1 y su leucotoxina, Pasteurella multocida e Histophilus somni. Agentes que normalmente se identifican en el tracto respiratorio como causa final de la neumonía y muerte de los bovinos.

Histophilus somni (previamente conocido como Haemophilus somnus) es una bacteria gramnegativa asociada con septicemia y meningoencefalitis tromboembólica del ganado.^3,4 Las principales manifestaciones clínicas observadas en una infección por H. somni son problemas nerviosos, neumonía y artritis. Este organismo ha estado implicado en algunos casos del síndrome del becerro débil,⁵ mastitis,⁶ conjuntivitis,⁷ vaginitis y cervicitis,⁸ abortos³ e infertilidad.⁹

H. somni es un organismo distribuido en todo el mundo. Correa et al.¹⁰ realizaron el primer estudio sobre H. somni en cuatro estados de México y detectaron anticuerpos en suero de ganado con historia clínica de problemas reproductivos y respiratorios. En un estudio realizado en diferentes regiones del país, las prevalencias variaron de 2% a 9.2%.^11–15 Ganaderos de Chiapas, México, han comprado ranchos en la zona ganadera de Yucatán, México; en algunos de éstos han introducido animales de Chiapas, por ello existe la posibilidad de la presencia de H. somni en Yucatán. Aunque existe amplia documentación de la participación de los agentes arriba mencionados en enfermedades respiratorias del ganado en México, existe poca información sobre esta patología en sistemas de producción de pie de cría, y también sobre los factores de riesgo asociados con esta infección. Un mejor conocimiento de los factores asociados con la presencia de las infecciones en el ganado, proporciona datos para la planeación de estudios futuros y facilita la elaboración de programas de prevención y control.

El propósito de este estudio fue investigar la prevalencia de la infección por H. somni y determinar algunos factores de riesgo asociados con la seropositividad en ganado para carne en Yucatán, México.

Diseño del estudio

La mayor población de ganado en Yucatán pertenece a la raza Cebú y sus cruzas con europeo, que pastorea de manera semiintensiva en pasturas mejoradas; por ejemplo, pasto Guinea (Panicum maximum) y Estrella de África (Cynodon plectostachyus), con alimentación complementaria durante la época de sequía, y vacunados principalmente contra la rabia paralítica bovina, pasteurelosis y carbón sintomático. Sólo se incluyeron en el estudio, animales de > 2 años de edad de ranchos productores de carne (250 750 cabezas). De acuerdo con estudios previos en México, la seroprevalencia de H. somni es de 6.6%.¹⁴ El uso de esa seroprevalencia, con un nivel de confianza de 99%, 5% de precisión y efecto de diseño arbitrario de 3, arrojó una muestra aleatoria de 490 animales.¹⁶ La fórmula utilizada para el cálculo del tamaño de muestra fue:

donde:

D = 3 es el efecto de diseño;

t = 2.58 es el valor de t de Student para un nivel de confianza de 99%;

p = 0.066 es la prevalencia esperada;

q = (1 – p);

e = 0.05 es la precisión deseada.

Prueba serológica

Las muestras de sangre (10 mL) se tomaron de la vena coccígea de cada animal, usando agujas desechables (21 x 1.5 mm) y tubos Vacutainer, y se transportaron en hielo al laboratorio. Las muestras se centrifugaron a 800 g por 10 min, para obtener el suero, que se almacenó a —20°C en viales identificados. Los anticuerpos contra H. somni se diagnosticaron mediante la prueba serológica de inmunodifusión doble en agar,¹⁴ en el Centro Nacional de Investigación Disciplinaria en Microbiología, del Instituto Nacional de Investigaciones Forestales, Agrícolas y Pecuarias, en la Ciudad de México. Ésta es una prueba que ha sido referida como de alta especificidad (100%) y menor sensibilidad (96.4%) en detección de anticuerpos contra microorganismos como Brucella ovis.¹⁷En el caso específico de H. somni no existe estudio al respecto, por lo que no hay información disponible, aunque esta técnica se ha utilizado en diversos estudios, tanto en México^11–13,15 como en otras partes del mundo.^18–20

Sueros de referencia

Para la detección de anticuerpos contra Histophilus somni en suero de bovino, se procedió a realizar la prueba de inmunodifusión doble en agar (IDA), empleando un antígeno sonicado producido por una cepa testigo positivo obtenida de la American Type Culture Collection (ATCC), además de usar un suero hiperinmune testigo positivo producido en conejo con la cepa tipo. El antígeno sonicado se produjo con la cepa de referencia ATCC sembrada en agar chocolate e incubada a 37 °C durante 24 y 48 horas en una atmósfera parcial de 10% de CO2. Las bacterias se cosecharon en solución amortiguada de fosfatos (PBS), de la que se obtuvo una suspensión bacteriana que fue sometida a un sonicador* durante diez minutos a máxima potencia, con el fin de que las células fueran destruidas por las ondas sonoras producidas por el sonicador. Luego, la suspensión se centrifugó a 3 000 g durante 10 minutos y el sobrenadante obtenido se ajustó a una densidad óptica de 1 a 550 nm. El sobrenadante constituyó el antígeno. Para obtener el suero hiperinmune se inoculó, vía subcutánea, a tres conejos hembras de 2 kg aproximadamente, con1 mL de una suspensión de H. somni a concentración de 1 x 10⁸ UFC/mL durante tres ocasiones con intervalos de ocho días. Se realizó sangrado inicial al día 0 y posteriormente se sangraron en blanco al día 30. El suero recolectado antes de la inmunización (día 0) constituyó el testigo negativo, y el suero obtenido al final (día 30) representó el suero hiperinmune testigo positivo.

Prueba de inmunodifusión en agar

Se utilizaron cajas de Petri en las que se colocó agarosa al 0.8%, preparado en PBS con pH 7.2; una vez que se solidificó, se procedió a perforar grupos de siete pozos (seis periféricos y uno en el centro) con el molde convencional de roseta. En cada roseta se colocaron los sueros problema en cuatro pozos periféricos, y en el quinto y sexto se colocaron los sueros testigo negativo y positivo, respectivamente. El antígeno se colocó en el pozo central. Las cajas se incubaron a 37°C durante 24 horas en un recipiente de plástico con una "cama de algodón" previamente humedecida con agua destilada y con tapa hermética para evitar la desecación. La lectura se efectuó a las 24 horas y para mayor certeza se realizó una segunda lectura a las 48 horas, para luego desechar las cajas. Cuando se presentó una línea de precipitación entre el pozo que contenía el suero problema y el antígeno a la misma distancia de la línea observada en el testigo positivo, se dio como un suero positivo.

Factores de riesgo

Los datos sobre los potenciales factores de riesgo se obtuvieron mediante un cuestionario administrado al propietario o encargado del rancho, el día que se obtuvieron las muestras de sangre. Las variables explicativas fueron: tamaño del hato (< 62, 63–115, > 115 animales), densidad de población (< 0.63, 0.64–1.02, > 1.02 animales/ha), uso de complemento alimenticio, introducción de ganado al rancho, origen del ganado (comprado, nacido en el rancho), presencia de ovinos en el rancho, presencia de perros en el rancho, grupo genético del animal (Cebú, Charolais x Cebú, Holstein x Cebú y Suizo Pardo x Cebú) y grupo de edad del animal (3–4, 5–6, 7–8 y > 9 años de edad).

Análisis de los datos

Las estadísticas descriptivas se usaron para determinar la frecuencia de hatos positivos con anticuerpos contra H. somni. Los resultados de las muestras de suero fueron también utilizadas para estimar la prevalencia ajustada por tamaño del hato, debido a que se muestreó un número constante (n = 14) de animales por hato. La fórmula usada para estimar la prevalencia ajustada por tamaño de hato fue:

donde:

Ni = tamaño del i–ésimo hato;

pi = seroprevalencia en el i–ésimo hato;

El error estándar (EEp) y el intervalo de confianza a 95% se calcularon de acuerdo con la siguiente fórmula:

donde:

p = prevalencia;

q = 1–p;

n = número total de animales muestreados;

D = efecto de diseño;

t = valor crítico de la distribución de t de Student a 95%;

D se calculó como D = 1 + (k–1) r_e,

k = número promedio de animales muestreados por hato (k = 14);

r_e = coeficiente de correlación dentro de hatos Estimado a partir de los componentes de varianza de un análisis de varianza de una vía, que incluyó el efecto aleatorio del hato.

El error estándar aproximado para r_e y D se obtuvo de acuerdo con Turner y Young²¹ y Solís–Calderón et al.²²

Para determinar las diferencias entre las seroprevalencias de los cinco municipios e identificar las variables explicativas asociadas con H. somni, se realizaron pruebas de Ji–cuadrada.²³

Resultados

Prevalencia de anticuerpos contra H. somni

Diez hatos tuvieron cero animales seropositivos, 19 tuvieron uno, y seis tuvieron dos animales seropositivos. Treinta y uno de los 490 animales fueron seropositivos. La prevalencia animal ajustada por tamaño de hato fue de 5.5% (intervalo de confianza al 95% = 3.5%, 7.5%). La prevalencia de los animales en los seis municipios varió de 3.6% a 9.5% (Cuadro 1), pero no se encontraron diferencias significativas (P = 0.89). Las seroprevalencias para las variables explicativas se muestran en el Cuadro 2.

Los valores de r_e y D para la seroprevalencia de H. somni fueron 0 (EE = 0.01) y 1 (EE = 0.19), respectivamente.

Factores de riesgo

Las pruebas de Ji–cuadrada no mostraron asociación (P > 0.10) entre la presencia de anticuerpos contra H. somni y los factores de riesgo investigados (Cuadro 2); por lo tanto, no se realizaron análisis de regresión logística múltiple.

Discusión

Seroprevalencia

El presente estudio confirma la presencia de anticuerpos contra H. somni en el ganado productor de carne de la región ganadera de Yucatán, México, y proporciona nuevos datos sobre su distribución. La proporción de hatos con al menos un animal sero–positivo, encontrada en este estudio, fue alta (25/35 = 71.4%), ello sugiere una distribución uniforme de la infección en los municipios y en la región. Aunque no existen informes de casos clínicos en la región, la existencia de anticuerpos sugiere que los animales están siendo expuestos a la bacteria, lo que podría favorecer problemas respiratorios relacionados con el complejo respiratorio bovino. La prevalencia animal aquí encontrada es similar a la notificada en Chiapas (6.6%).¹⁴ Sin embargo, es más alta que la encontrada en Oaxaca, que fue de 2%.¹² Las diferencias en los valores de prevalencia de anticuerpos contra H. somni entre regiones, estados o países, pueden deberse a diferencias en los sistemas de producción y de las condiciones ambientales. Normalmente, la prevalencia de anticuerpos contra las enfermedades infecciosas es mayor en sistemas de producción intensivos que en los sistemas extensivos de producción.

Los factores de riesgo que han sido asociados con la prevalencia de anticuerpos contra H. somni, pero no identificados en este estudio, son: la región geográfica, el sexo del animal¹⁴ y la introducción de animales de reemplazo.²⁴

Correlación dentro de conglomerados y efecto de diseño

El coeficiente de correlación dentro de los hatos con valor de 0 indica que la prevalencia de H. somni es homogénea entre hatos. Los valores de r_e y D = 1 estimados en este estudio son los primeros notificados en la literatura. Branscum et al.²⁵ señalan que la magnitud de r_e podría proporcionar información acerca de la biología de un agente infeccioso. Mencionan que los valores de r_e cercanos a 1 sugieren que la infección se disemina rápidamente dentro de un hato, mientras que un valor de 0 indica que el agente tiene una baja tasa de infección y un riesgo más homogéneo de infección; con base en ello, bajo las condiciones de este estudio, los resultados obtenidos sugieren que H. somni tiene una baja tasa de infección y que el riesgo de infección es homogéneo en la región.

Factores de riesgo

No se encontraron factores de riesgo para la prevalencia de anticuerpos contra H. somni. Esto podría deberse al tamaño de muestra y a la baja prevalencia de esta infección en la región estudiada. Sin embargo, otros estudios¹⁴ notifican diferencias significativas entre prevalencias de anticuerpos contra H. somni por región en Chiapas. Dichos autores también encontraron mayor seroprevalencia en hatos con sistemas de manejo intensivos (7.1%), en comparación con hatos en sistemas extensivos (5.9%), y para machos (23.7%), comparados con hembras (5.2%). Otros estudios²⁴ informan que la introducción de animales al hato es un factor de riesgo importante.

Este estudio muestra que H. somni está circulando entre el ganado de Yucatán con prevalencia relativamente baja. Se requiere mayor información para determinar los factores de riesgo del animal y del hato que favorecen la transmisión de H. somni entre hatos bajo las condiciones climáticas y ecológicas de la ganadería en la región ganadera de Yucatán, México. El conocimiento de la distribución de este microorganismo permitiría el establecimiento de programas de prevención y control.

Referencias

1. Anderson S, Santos J, Boden R, Wadsworth J. Characterization of cattle production systems in the state of Yucatan. In: Anderson S, Wadsworth J (eds). Dual Purpose Cattle Production Research. Proceedings of the IFS/UADYFMVZ International Workshop, 23–27 March 1992, Merida (Yucatan) Mexico. Stockhom (Sweden): International Foundation for Science, 1992: 150–161.        [ Links ]

2. Richey EJ. Bovine respiratory syncytial virus (BRSV) and parainfluenza–3 (PI–3). Florida Cooperative Extension Service, Institute of Food and Agricultural Sciences, University of Florida. 2002. http://edis.ifats.ufl.edu Revised 25/03/2004.        [ Links ]

3. Van Dreumel AA, Kierstead MA. Abortion associated with Haemophilus somnus in a bovine fetus. Can Vet J 1975; 16:367–370.        [ Links ]

4. Aguilar RF, Trigo TF, Suárez GF, Pijoan AP. Análisis antigénico de cepas de Haemophilus somnus aisladas de neumonías, metritis y lavados prepuciales. Memorias XXXVI Reunión Nacional de Investigación Pecuaria; 2000 noviembre 22–24; Hermosillo (Sonora) México. México (DF): INIFAP, 2000:149.        [ Links ]

5. Waldham DG, Hall RF, Meinershagen WA, Card CS, Frank FW. Haemophilus somnus infection in the cow as a possible contributing factor to weak calf syndrome. Isolation and animal inoculation studies. Am J Vet Res 1974; 35:1401–1403.        [ Links ]

6. Hazlett MJ, Little PB, Barnum DA. Experimental production of mastitis with Haemophilus somnus in the lactating bovine mammary gland. Can Vet J 1983; 24:135–136.        [ Links ]

7. Lamont HH, Hunt BW. Haemophilus somnus and conjunctivitis. Vet Rec 1982; 111:21–26.        [ Links ]

8. Paterson RM, Hill JF, Humprey JD. Isolation of Haemophilus somnus from vaginitis and cervicitis in dairy cattle. Austr Vet J 1984; 601:301–302.        [ Links ]

9. Harris F, Janzen E. The Haemophilus somnus disease complex (Haemophilosis): A review. Can Vet J 1989; 30:816–822.        [ Links ]

10. Correa GP, Brown DLN, Bryner JH. Presencia de anticuerpos contra rinotraqueítis infecciosa, diarrea viral bovina, parainfluenza 3, Brucelosis, Leptospirosis, vibriosis y Haemophilus somnus en sueros de bovinos con problemas patológicos reproductores y respiratorios. Tec Pecu Méx 1975; 29:26–33.        [ Links ]

11. Aguilar RF, Jaramillo ML, Trigo TF. Haemophilus somnus: Aislamiento en neumonías de becerros y estudio seroepidemiológico. Memorias VI Congreso Latinoamericano de Buiatría. 1987 Julio 28–31; México (DF) .México (DF): Asociación Mexicana de Médicos Veterinarios Especialistas en Bovinos y Pequeños Rumiantes, 1987: 296–301.        [ Links ]

12. Rodríguez AM, Martínez MJJ, Aguilar RF, Salas TE. Detección de anticuerpos contra Haemophilus somnus en bovinos del municipio de Tuxtepec, Oaxaca, México. Vet Méx 1993; 4:303–305.        [ Links ]

13. González ME, Santiago SB, Hernández AL, Aguilar RF, Díaz AE, Alvarado IA et al. Análisis del diagnóstico serológico de IBR, Brucelosis, Leptospirosis y Haemophilus somnus en un establo con problemas reproductivos. Memorias XXXII Reunión Nacional de Investigación Pecuaria; 1996 diciembre 2–4. Cuernavaca (Morelos). México (DF): INIFAP, 1996:14.        [ Links ]

14. Guiris–Andrade M, Rosales ME, Bárcenas–Morales G, Lara–Sagahon V, Montaraz–Crespo JA. Prevalencia de anticuerpos contra Haemophilus somnus en el ganado bovino del estado de Chiapas, México. Vet Méx 2001;32: 213–219.        [ Links ]

15. Córdova–López D, Urrutia–Velázquez RM, Zacarías–Méndez ML, Rosado–Ruiz MI, Guzmán–Ruiz CC, López–Méndez J et al. Epidemiología y factores de riesgo asociados a algunas enfermedades causantes de aborto bovino (Leptospirosis, Diarrea viral, Rinotraqueítis infecciosa, Leucosis bovina, Neosporosis y Haemophilosis en el estado de Guanajuato). Memorias III Congreso Internacional de Epidemiología, 2003 octubre 16–18 Oaxaca (Oaxaca) México. México (DF): Asociación Mexicana de Epidemiología Veterinaria, AC, 2003: 219–228.        [ Links ]

16. Segura JC, Honhold N. Métodos de Muestreo para la Producción y Salud Animal. Mérida, (Yucatán) México: Universidad Autónoma de Yucatán, 2000.        [ Links ]

17. Blasco MJM. Epidemiología, Patogenia y Cuadro Clínico. Brucelosis ovina. Ovis 8. 25–32:1990.        [ Links ]

18. Stephens LR, Little PB, Wilkie BN, Barnum DA. Humoral immunity in experimental thromboembolic meningoencephalitis in cattle caused by Haemophilus somnus. Am J Vet Res 1981;42 (3):468–73.        [ Links ]

19. Humprey JD, Little PB, Stephens LR, Barnum DA, Doig PA. Prevalence and distribution of Haemophilus somnus in the male bovine reproductive tract. Am J Vet Res 1982; 43(5):791–795.        [ Links ]

20. Stephens LR, Little PB, Humprey JD, Wilkie BN, Barnum DA. Vaccination of cattle against experimentally induced thromboembolic meningoencephalitis with a Haemophilus somnus bacterin. Am J Vet Res 1982; 43(8): 1339–1342.        [ Links ]

21. Turner HN, Young SSY. Quantitative Genetics in Sheep Breeding. Ithaca, Nueva York, USA: Cornell University Press,1969.        [ Links ]

22. Solis–Calderon JJ, Segura–Correa VM, Segura–Correa JC, Alvarado–Islas A. Seroprevalence of and risk factors for infectious bovine rhinotracheitis in beef cattle herds of Yucatan, Mexico. Prev Vet Med 2003; 57:199–208.        [ Links ]

23. SAS. SAS/STAT user's Guide (Versión 8) Cary NC, USA: SAS Inst. Inc, 1999.        [ Links ]

24. Lees VW, Meek AH, Rusendal S. Epidemiology of H. somnus in young rams. Can J Vet Res 1990; 54:331–336.        [ Links ]

25. Branscum AJ, Gardner I A, Wagner BA, McInturff PS, Salman MD. Effect of diagnostic testing error on intracluster correlation coefficient estimation. Prev Vet Med 2005;69:63–75.        [ Links ]

NOTAS

* SME Sonicator OH Johns Scientific Co., Canadá.