預后方法

專利名稱：預后方法
技術領域：
本發明涉及醫學預后領域。具體地說，本發明涉及一種預測受試者前列腺癌級數 和總生存率的方法，包括檢測人體試驗樣本如血清中的巨噬細胞抑制因子-l(MIC-l)的增 加。優先權文本本申請以澳大利亞臨時專利，申請號為2007905761，發明名稱為〃預后方法〃， 申請日為2007年10月22日的在先申請要求優先權。該申請的所有內容在此作為參考。
背景技術：
MIC-1是TGF- ^總科的分支，TGF- ^總科最初是在mRNA過量表達和巨噬細胞激 活的基礎上克隆的^盡管MIC-1在休眠巨噬細胞中不表達，一些生物介體包括腫瘤壞死因 子-a (TNF-a)、白細胞介素-l(IL-I)和巨噬細胞集落刺激因子(M-CSF)刺激巨噬細胞以 誘導MIC-1的表達。由于許多促炎癥細胞因子的誘導，脂多糖和干擾素、(IFN-y)的直接 誘導的失敗，有人作出假設MIC-1可能是一種巨噬細胞激活的自分泌的下游調節因子工。MIC-1在許多組織中都能表達3_6。人類組織的Northern雜交表明在腎臟、胰腺和 前列腺中有少量MIC-lmRNA存在，在胎盤有大量MIC-lmRNA存在3_5。在正常、表面健康受試 者，血清中MIC-1的水平隨著年齡的增長而上升8。MIC-1的過量表達與癌癥，尤其是與前 列腺癌相關7，且MIC-1的高血清濃度與轉移性疾病的存在相關7_8。MIC-1通過乳房、結腸 和前列腺癌的活組織切片檢查的免疫組織化學也被檢測到6。然而，MIC-1在這些器官的正 常上皮細胞中沒有被檢測到6。這個結果，與P53誘導的MIC表達，以及MIC-1可以誘導一 些上皮腫瘤細胞系的細胞凋亡的資料一起表明了 MIC-1在上皮腫瘤中的作用。當前列腺癌局限在前列腺時，前列腺癌通常通過血清中前列腺特異性抗原(PSA) 的濃度增加而被診斷出，盡管現在很關注這種測試的準確性。另外，對最近被診斷為局部化 前列腺癌的男性的治療處理還存在一個主要的臨床挑戰，例如，盡管前列腺癌通常為非致 命的，沒有癥狀，大部分沒有得到治療的局部化前列腺癌的受試者有很好的預后，同時，積 極治療與生活方式(例如，喪失泌尿功能和陽痿)和患病率的重大影響是相關的12。目前，安全區分發展良性和預后差(徹底治療法是有效的)的前列腺癌的方法是 不夠的。“格里森得分(Gleason sum)“(計算出10)是目前用于前列腺癌嚴重度的一個 指標低格里森總分的腫瘤組織學接近于正常的組織，成為惡性的可能性小；同時，高格里 森總分的腫瘤更可能成為惡性腫瘤。然而，這種技術要求進行前列腺的活體檢視和組織學 分析，因此，這是一種具有擴散性危害、且昂貴的技術，需要時間讓專家來分析。利用國際抗癌聯盟(UICC)開發和維護的腫瘤淋巴結轉移(TNM)分類系統來分類 惡性腫瘤，以達到對癌癥擴散程度分類的全球公認標準，34TNM分期(I-IV)是用于理解前列 腺癌的嚴重度的一個重要的因素。 M系統評估腫瘤的大小(T評分)、淋巴結參與的程度 (N評分)和任何轉移(M評分)，以及使用細胞形態來分級，格里森總分來源于細胞形態。 簡單地說，T評分從0 (沒有腫瘤)到4分級；N評分從0 (沒有淋巴結擴散)到3分級；M評分從0(沒有遠轉移)到1(遠轉移)分級。“X"級為不參與評分的任何參數。 M分期 I前列腺癌的評分為T1、N0、M0，格里森總分為4或以下，是在樣本的小部分區域不經意地 發現的癌癥，通常是因為前列腺組織由于其他原因被去除；細胞接近于正常細胞，檢測指檢 出腺體是正常的。T匪分期II前列腺癌的評分為T1-T2、N0、M0，格里森總分為5或以上， 涉及到更多的前列腺，腺體內感覺到腫塊。 M分期III前列腺癌的評分為T3、N0、M0，格 里森總分為任意數，腫瘤擴散到前列腺包膜，腺體表面能感覺到腫塊。TNM分期IV前列腺癌 的評分為T4、N和M為任意數，格里森總分為任意值，或者T為任意數，格里森得分為任意 數，N和/或M為1，腫瘤侵入到鄰近組織，或擴散到淋巴結或其他器官。前列腺癌患者可能會經歷癌癥的密切觀察，或可能通過外科手術、放射治療、高強 度聚焦超聲(HIFU)、化療、冷凍手術、激素治療、或這些治療法的結合來治療。經過密切觀察 的局部化疾病患者有高的無進展生存率13_14;然而，非常多的選擇密切觀察的男性最終發展 為前列腺癌的嚴重期，其中治療可能有效。目前，臨床醫生缺少精確預測疾病結果的工具， 因此，許多前列腺癌患者會經歷不必要的攻擊性的局部治療，發病率顯著，對生存率沒有任 何益處15。通過積極監測、以及基于早期PSA變化的選擇性延遲干預的治療被認為是一種 減少無痛疾病患者過度治療的策略。然而，盡管PSA測定的底線和PSA變化的速率都是重 要的預后因素，它們在區分發展成致命的前列腺癌和疾病級數低風險或無風險的前列腺癌 的作用很小。本發明研究了 MIC-1是否是區分惡性腫瘤和良性腫瘤的生物標志。為評估MIC-1 對前列腺癌級數的預測價值，測定了大量外來的不同疾病期的前列腺癌患者的MIC-1血清 濃度。令人驚訝的是，MIC-1的血清或血漿濃度可以為前列腺癌提供診斷和/或預后信息， 同樣地，MIC-1很有潛力成為預測前列腺癌級數的有價值的生物標志，而且更進一步地，升 高的MIC-1濃度可能對決定前列腺癌的合適的治療方法有用。另外，本發明比較了前列腺 癌期間MIC-1血清濃度和健康對照人群的MIC-1血清濃度，驚奇的是，本發明發現MIC-1血 清濃度升高除了與年齡有關之外，還與表面健康受試者的總生存率呈反比例相關。因此，本發明發現MIC-1血清濃度可能是預測前列腺癌患者和表面健康人群死亡 率的有效工具。

發明內容
第一方面，本發明提供了一種預測表面健康受試者的總生存率的方法，該方法包 括檢測來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值與所述受 試者死亡率增加的可能性呈相關性。第二方面，本發明提供了一種男性受試者前列腺癌的預測方法，該方法包括，檢測 來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值與前列腺癌惡化 的可能性的增加呈相關性。第三方面，本發明提供了一種篩選受試者的方法，所述受試者被診斷為前列腺癌， 所述受試者受益于前列腺癌的積極治療，該方法包括，檢測來自所述受試者的人體試驗樣 本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值表明所述受試者受益于前列腺癌的積極治療。第四方面，本發明提供了一種篩選前列腺癌后期輔助治療的受試者的方法，該方 法包括，檢測來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值表明所述受試者受益于輔助治療。


圖1展示了自然對照人群按年齡MIC-1血清濃度(pg/mL)的盒形圖；圖2為前列腺癌病例中不同疾病臨床分期MIC-1血清濃度的示意圖；圖3為所有受試者(A、B和C)或局部化疾病受試者(D、E和F)的MIC-1血清濃度 和前列腺癌特異性生存率之間的關系示意圖；A、D 通過MIC-1血清濃度的四分位數分層Kaplan-Meier生存率評估；B、E 曲線圖下的動態區表明直至抽血后六年致命性前列腺癌的試驗中MIC-1血 清濃度，PSA和格里森總分的結合，以及MIC-1血清濃度、PSA和格里森總分的結合的準確 度，曲線下區域VS抽血時間的評估線圖是以變系數乘法風險模型為基礎的；C、F :MIC-1, PSA和格里森總分的結合，MIC-1、PSA和格里森總分的結合的預測模 型的全球發病率情況。基于協變量和生存率觀察的重新取樣的引導非參數用于確定全球發 病率情況的置信區間；圖4展示了從隨訪時期死亡的所有男性對照人群中分層的表面健康受試者血清 MIC-1 水平的 Kaplan-Meier 圖；A 當受試者通過血清MIC-1中值分層時(MIC-1水平在中值以上，存活率為82% ； MIC-1水平在中值以下，存活率為94% ；p < 0. 0001)；B 當受試者通過血清MIC-1四分位數分層時；圖5展示了血清MIC-1水平四分位數預測雙胞胎未來死亡率風險的Kaplan-Meier 圖；圖6展示了 A 同卵雙胞胎(MZ ；r = 0. 419 ；p < 0. 0001)和B 異卵雙胞胎(DZ ；r =0. 342 ；p = 0. 0046)中血清MIC-1水平與存活時間顯著相關，與遺傳背景無關，這些相關 性沒有顯著差異(相對風險比=1. 27 ；95% CI = 0. 63-2. 53)；圖7展示了 1442個前列腺癌患者中通過MIC-1血清濃度的四分位數分層的前列 腺癌死亡率的累積發生率。
具體實施例方式本發明發現血清MIC-1是表面健康受試者所有原因的死亡率的有力的預測因子， 其可以識別死亡率風險增加的病人，使調查和干擾成為可能，以提高生活質量、且降低醫療費用。因此，第一方面，本發明提供了一種預測表面健康受試者的總生存率的方法，該方 法包括檢測來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值與所 述受試者死亡率增加的可能性呈相關性。在這里，術語"總生存率"為表面健康受試者的存活率；更具體地，受試者不是死 于除事故或不幸(如受試者不是死于如威脅生命的疾病的醫療事故、或癌癥，尤其是如前 列腺癌的上皮癌、心血管疾病和事故)以外的其他原因，或者，換一句話說，受試者不是死 于所有死亡原因。術語"表面健康受試者"為沒有明顯癥狀或威脅生命的疾病或狀況(如 以上提及的狀況)的不良影響的受試者。優選地，當從受試者中抽取人體試驗樣本時，受試
6者為表面健康的。根據本發明的第一方面，人體試驗樣本中的MIC-1的增加值可以理解為預示死于 除事故或不幸外的其他原因的可能性的增加(即MIC-1的增加值提供了一種預測表面健康 受試者可能的死亡的方法)。也可以理解為在人體試驗樣本中沒有MIC-1增加的地方(如 檢測的MIC-1量在一個范圍或以下，被認為是正常的)，第一方面所述的方法預示了受試者 總生存率的可能性增加。在一些實施例中，人體試驗樣本的MIC-1的增加值預示死于癌癥或心血管疾病或 其他威脅生命的醫學事故的可能性的增加。在一些實施例中，MIC-1的增加值預示在抽取受試者人體試驗樣本10年內，或者5 年內死亡的可能性的增加。在一些實施例中，MIC-1的增加值預示了在抽取受試者人體試 驗樣本3年內或1年內死亡的可能性的增加。MIC-1的值，在本發明第一方面的方法中被認為是MIC-1的“增加值”，可能隨著使 用的特定人體試驗樣本類型和受試者的年齡而變化。用于第一方面的方法的人體樣本優選為血清樣本；然而，羊水、胎盤提取物、全血、 血漿、白細胞層、尿、腦脊髓液、精液、關節滑液、或者組織活檢的樣本也適用。本領域技術人 員知道人體試驗樣本中的MIC-1的量被確定為所述人體試驗樣本中的MIC-1濃度或水平。 而且，本領域技術人員知道血清樣本中的MIC-1濃度實質上等同于血漿樣本中的MIC-1濃 度，因為，血漿的主要成分為血清，區別僅在于還包括纖維蛋白原和其它凝血因子。此外，本 領域技術人員知道血清或血漿中的MIC-1濃度約對應于全血樣本中的MIC-1濃度的兩倍， 因為，全血大約由一半血清或血漿組成。因此，對血清樣本來說，> Ing/mL的值很可能表示MIC-1的增加值，預示著受試 者死于除意外或不幸外的其他原因的可能性的增加；同時，> 1. 3ng/mL的MIC-1值很可能 表示MIC-1的增加值，強烈地預示著受試者死于除意外或不幸外的其他原因的可能性的增 加。更進一步，血清樣本中> 1. 6ng/mL的MIC-1值很可能表示MIC-1的增加值，更強烈地 預示著受試者死于除意外或不幸外的其他原因的可能性的增加。之前證實血清MIC-1水平的正常范圍為約0. 2-1. 150ng/ml29 ；然而，本發明表明隨 著年齡的增加MIC-1趨向于增加。因此，在一些實施例中，血清樣本中MIC-1的值是測定的與年齡相近的表面健康 受試者MIC-1水平的最高haptile，該血清樣本中MIC-1的值可能表示MIC-1水平增長，預 示著個體死于除意外或不幸外的其他原因的可能性的增加。因此，45-54歲的血清樣本中的 MIC-1的值> 0. 543ng/ml，其可能表示MIC-1水平增長，預示著個體死于除意外或不幸外的 其他原因的可能性的增加，55到59歲> 0. 626ng/ml，60到64歲> 0. 831ng/ml，65到69歲 > 0. 926ng/ml，70 到 74 歲 > 1. 025ng/ml，75 到 79 歲 > 1. 260ng/ml。然而，在一些實施例中，血清樣本中的MIC-1的值是測定的與年齡相近的表面健 康受試者MIC-1水平的最高四分位數，該血清樣本中的MIC-1的值很可能表示MIC-1的水 平增長，預示著個體死于除意外或不幸外的其他原因的可能性的增加。因此，因此，45-54 歲血清樣本中的MIC-1的值可能> 0. 679ng/ml，其血清樣本中的MIC-1的值很可能表示 MIC-1水平增長，預示著個體死于除意外或不幸外的其他原因的可能性的增加，55到59歲 >0. 914ng/ml，60 到 64歲> 1. 087ng/ml，65 到 69 歲 > 1. 199ng/ml，70 到 74 歲〉1. 430ng/ml, 75 到 79 歲 > 1. 765ng/ml。
人體試驗樣本中的MIC-I的值可以由免疫分析如酶聯免疫法(ELISA)或使用抗 MIC-I抗體或其片段的免疫組織化學(如與組織活檢的分段樣本一起)迅速測定。抗MIC-I 抗體或其片段可以由本領域技術人員熟知的任何方法制備而得。在本發明第一方面的實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I的增加值通過以下步驟 檢測(i)測定所述人體試驗樣本中的MIC-I的值；(ii)將所述MIC-I的值與正常受試者的對照人體樣本中的一個MIC-I值或一個范 圍進行比較。在這里，術語"正常受試者"是指抽取對照人體樣本10年內沒有死于除事故或 不幸以外的其他原因的受試者。在一些實施例中，正常受試者是年齡相近的，其中正常受試者的年齡與被抽取相 關人體試驗樣本的受試者的年齡相差10歲以內。更優選地，正常受試者的年齡與被抽取相 關人體試驗樣本的受試者的年齡相差5歲以內。可以理解為，人體樣本中檢測的MIC-I增 加值，與正常受試者相比，增加值相差越大，越強烈地預示著受試者死于除事故或不幸以外 的其他原因的可能性的增加。因此，在一些實施例中，人體血清試驗樣本中檢測的MIC-I值 與正常受試者中的MIC-I值相差>0. 3ng/mL，很可能表示MIC-I增加值，預示著個體死于除 事故或不幸以外的其它原因的可能性的增加，而相差> 0. 6ng/mL，很可能表示MIC-I的增 加值，更強烈地預示著個體死于除事故或不幸以外的其它原因的可能性的增加。在本發明第一方面的一些實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是利用多次 測量(nb MIC-I值的降低利用序列測定來檢測的，這種方法預示著受試者總生存率率增長 的可能性)來測定的受試者MIC-I值的增加。因此，同一個體人體試驗樣本中MIC-I的值可 能在不同時間點來測定。例如，人體試驗樣本中的MIC-I的值可在一定時間間隔檢測。時 間間隔可以根據受試者的需要逐個確定，例如，時間間隔可以為三個月、一年、五年或十年， 但可以理解為時間間隔可以根據實施者任何相關的健康或醫療因素來調整。于是，人體試 驗樣本的MIC-I增加值可以通過比較特定時間點人體試驗樣本的MIC-I的值與較早時間點 相同人體樣本的MIC-I值來檢測。這樣，MIC-I的增加值可以通過測定隨時間的增加，特定 受試者人體試驗樣本中的MIC-I值的增加來檢測。因此，在本發明第一方面的一些實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是利 用多次測量來檢測受試者MIC-I值的增加，多次測量包括(i)測定所述人體試驗樣本中的MIC-I值；(ii)將該MIC-I值與較早時間點從相同受試者體內抽取的對照人體樣本中的 MIC-I的值或范圍進行比較。在該實施例中，受試者的MIC-I的增加值可以調整，以彌補通常與受試者年齡增 加相關的MIC-I的增加。可以理解為通過多次測量測定的受試者MIC-I值的較大增加，與較小增加相比， 更強烈地預示著受試者死于意外或不幸的其他原因的可能性的增加。在一些實施例中，利 用多次測量測定的人體內血清樣本MIC-I值的增加>0. 3ng/mL，很可能表示MIC-I增加值， 預示著個體死于事故或不幸之外的其他原因的可能性的增加，同時，利用多次測量測定的人體內MIC-I值的增加> 0. 6ng/mL,很可能表示MIC-I增加值，更強烈地預示著個體死于事 故或不幸之外的其他原因的可能性的增加。在本發明第一方面的一些實施例中，受試者為男性。在另一些實施例中，受試者為 女性。而且，在一些實施例中，受試者大于35歲，或更優選地，大于45歲。然而，在另一些 實施例中，受試者可能大于55歲，或大于65歲，或甚至大于75歲。
第二方面，本發明提供了一種男性受試者前列腺癌的預測方法，該方法包括，檢測 來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-I的增加值，所述MIC-I的增加值與前列腺癌級數 的可能性的增加呈相關性。在一些實施例中，MIC-I的增加值與發展成為惡性前列腺癌的可能性增加有關。在 這里，術語"惡性前列腺癌"可以理解為很可能發展成為更威脅生命的前列腺癌，也就是 說，發展成為更嚴重且有害的階段，和/或轉移。這在一些惡性癌癥中，發生的幾率更大，例 如，惡性癌癥經歷一年或幾年后，可能發展成更嚴重或有害的階段；在惡性癌癥的另一些例 子里，這可能發生得更迅速，例如，經歷一到三個月發展成更嚴重或有害的階段。根據本發明的第二方面，MIC-I的增加值與前列腺癌發展的可能性增加有關，從 而，與受試者死于前列腺癌的可能性增加有關。在一些實施例中，MIC-I的增加值預示著 受試者在抽取樣本10年內、甚至5年內死于前列腺癌的可能性的增加。在一些實施例中， MIC-I的增加值預示著受試者在抽取樣本3年內、甚至1年內死于前列腺癌的可能性的增 加。MIC-I的值，在本發明第二方面的方法中被認為是MIC-I的“增加值”，可能隨著使 用的特定人體試驗樣本類型和受試者的年齡而變化。用于第二方面的方法的優選的人體試 驗樣本是血清樣本；然而，其他的樣本如第一方面方法提及的樣本也是適合的。對血清樣本來說，> Ing/mL的值很可能表示MIC-I的增加值，預示著前列腺癌級 數，從而預示著受試者死于前列腺癌的可能性的增加。更進一步地，血清樣本中的MIC-I值 > 1.3ng/mL很可能表示MIC-I的增加值，更強烈地預示著前列腺癌級數，及受試者死于前 列腺癌的可能性的增加。作為選擇，血清樣本中的肌(-1值> 1. 466ng/mL很可能表示MIC-I 的增加值，更強烈地預示著前列腺癌級數，及受試者死于前列腺癌的可能性的增加。還進一 步地，血清樣本中的MIC-I值> 1.6ng/mL很可能表示MIC-I的增加值，更強烈地預示著前 列腺癌級數，及受試者死于前列腺癌的可能性的增加。本發明第二方面的實施例中，人體試驗樣本的MIC-I的增加值是通過以下方法測 定的(i)測定所述人體試驗樣本中的MIC-I值；(ii)將所述MIC-I的值與正常受試者的對照人體樣本中的一個MIC-I值或一個范 圍進行比較。在一些實施例中，正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡 相差10歲以內。更優選地，正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡 相差5歲以內。可以理解為，人體試驗樣本中檢測的MIC-I增加值的地方，其值與正常受試者的 值的差別越大，越強烈地預示著前列腺癌受試者死于前列腺癌的可能性的增加。因此，在一 些實施例中，血清樣本中檢測的MIC-I的值與正常受試者的MIC-I的值相差> 0. 3ng/mL,很可能表示MIC-I增加值，預示著前列腺癌受試者死于前列腺癌的可能性的增加，而相差 > 0. 6ng/mL,很可能表示MIC-I增加值，更強烈地預示著前列腺癌受試者死于前列腺癌的 可能性的增加。在本發明第二方面的一些實施例中，人體樣本中MIC-I增加值是通過多次測量來 檢測受試者內MIC-I值的增加。因此，同一受試者人體試驗樣本中MIC-I的值可能是在不 同時間點測定的。例如，受試者人體試驗樣本中MIC-I的值可能在診斷為前列腺癌前，或隨 即診斷為前列腺癌，且在診斷后一定的時間間隔內測定的。這個時間間隔可以根據受試者 的需要逐個確定。例如，這個時間間隔可以為三個月或一年或兩年，但可以理解為時間間 隔可以隨著受試者的疾病分期或其他相關的健康醫療因素而調整。于是，利用多次測量測 定的人體試驗樣本的MIC-I增加值可以通過比較在特定時間點人體試驗樣本的MIC-I的值 與相同人體樣本在較早時間點的MIC-I值來檢測。這樣，MIC-I的增加值可以通過測定隨 時間的增加，特定受試者人體試驗樣本中的MIC-I值的增加來檢測。因此，在本發明第二方面的實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是受試者 MIC-I值的增加，其是多次測量確定的(i)測定所述受試者人體試驗樣本的MIC-I值；(ii)將該MIC-I值與在較早時間點取自相同受試者的對照人體樣本中的MIC-I值 或范圍進行比較。在該實施例中，受試者的MIC-I的增加值可以調整，以彌補通常與受試者年齡增 加相關的MIC-I的增加。可以理解為，與根據多次測量測定的MIC-I值的較大增加，與較小增加相比， MIC-I值的增加越大，越強烈地預示著前列腺癌級數，從而預示著受試者死于前列腺癌的可 能性的增加。在一些實施例中，根據多次測量測定的血清樣本中MIC-I值的增加> 0. 3ng/ mL，很可能表示是MIC-I的增加值，強烈地預示著前列腺癌級數，以及受試者死于前列腺癌 的可能性的增加。而根據多次測量測定的血清樣本中MIC-I值的增加> 0. 6ng/mL，很可能 表示是MIC-I的增加值，更強烈地預示著前列腺癌級數，以及受試者死于前列腺癌的可能 性的增加。在本發明第二方面的一些實施例中，受試者大于35歲，或更優選地，大于45歲。然 而，在另一些實施例中，受試者可能大于55歲，或大于65歲，或甚至大于75歲。本發明第二方面的方法的結果可以是一種或幾種其他的預測指標結合來使用 (如格里森得分，PSA，TMN分期)。此外，利用該方法的結果，結合前列腺癌組織核心的基質 染色(在Bauskin et al. (2005) Cancer Res 65 (6) 2330_23363° 中有描述，所有內容在此作 為參考)，可以增加致命性局部前列腺癌和非致命性前列腺癌(如局限于器官的前列腺癌) 間的預后能力。前列腺癌組織核心的基質染色可以利用本領域技術人員熟知的任何合適方 式進行，例如包括利用抗MIC-I抗體的免疫組織化學。因此，所述方法還包括檢測與一種或 幾種預測因子結合的MIC-I的增加值，所述預測因子選自格里森得分、前列腺特異抗原量、 MIC-I的基質染色和腫瘤淋巴結轉移期。前列腺癌患者可能會 經歷癌癥的密切觀察，或可能通過外科手術、放射治療、高強 度聚焦超聲(HIFU)、化療、冷凍手術、激素治療、基因治療、接種疫苗、細胞因子或細胞因子 調整療法(如抗體療法)或這些治療法的結合來治療。
因此，第三方面，本發明提供了一種篩選受試者的方法，所述受試者被診斷為前列 腺癌，所述受試者受益于前列腺癌的積極治療，該方法包括，檢測來自所述受試者的人體試 驗樣本中MIC-I的增加值，所述MIC-I的增加值表明所述受試者受益于前列腺癌的積極治療。在一些實施例中，MIC-I的增加值預示著受試者可能受益于前列腺癌的積極治療。 在另一些實施例中，MIC-I的增加值強烈地預示著受試者受益于前列腺癌的積極治療。在這里，術語"前列腺癌的積極治療"可以理解為前列腺癌的治療，可以去除和/ 或控制疾病，例如去除整個前列腺。這些積極治療可能與一些不良副作用相關，但可以阻止 前列腺癌發展成為更威脅生命的前列腺癌，即發展成為更嚴重或危險的階段，和/或轉移。 積極治療可能包括外科手術、放射治療、高強度聚焦超聲(HIFU)、化療、冷凍手術、激素治 療、基因治療、接種疫苗、細胞因子或細胞因子調整療法(如抗體療法)或這些治療法的結合 O在一些實施例中，受試者可能最近被診斷出前列腺癌。在第三方面的方法里用于使用的人體樣本優選為血清樣本，然而，第一方面方法 提及的其他的人體樣本也是適合的。如第一方面或第二方面所述，MIC-I的值，在本發明第三方面的方法中被認為是 MIC-I的“增加值”，可能隨著使用的特定人體試驗樣本類型和受試者的年齡而變化。對于被診斷為前列腺癌的受試者的血清樣本來說，MIC-I的值> Ing/mL很可能表 示MIC-I的增加值，預示著受試者可能受益于前列腺癌的積極治療。更進一步地，MIC-I的 值> 1. 3ng/mL很可能表示MIC-I的增加值，強烈地預示著受試者可能受益于前列腺癌的積 極治療。MIC-I的值> 1.6ng/mL很可能表示MIC-I的增加值，更強烈地預示著受試者可能 受益于前列腺癌的積極治療。人體試驗樣本中的MIC-I值可以如本發明第一方面和第二方面描述的迅速測定。在本發明第三方面的實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是通過以下步驟 測定的(i)測定所述受試者的MIC-I值；(ii)將該MIC-I值與取自正常受試者的對照人體樣本中的MIC-I值或范圍進行比較。在一些實施例中，正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡 相差10歲以內。更優選地，正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡 相差5歲以內。在本發明第三方面的一些實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I的增加值是利用多 次測量測定的受試者的MIC-I的值的增加。因此，同一受試者人體試驗樣本中MIC-I的值 可能是在不同時間點測定的。例如，受試者人體試驗樣本中MIC-I的值可能在診斷為前列 腺癌前，或隨即診斷為前列腺癌，且在診斷后一定的時間間隔內測定的。這個時間間隔可以 根據受試者的需要逐個確定。例如，這個時間間隔可以為三個月或一年或兩年，但可以理解 為時間間隔可以隨著受試者的疾病分期或其他相關的健康醫療因素而調整。于是，人體試 驗樣本的MIC-I增加值可以通過比較在特定時間點人體試驗樣本的MIC-I的值與相同人體 樣本在較早時間點的MIC-I值來檢測。這樣，MIC-I的增加值可以通過測定隨時間的增加，特定受試者人體試驗樣本中的MIC-I值的增加來檢測。因此，在本發明第三方面的實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是受試者 內MIC-I的值的增加，是通過多次測量測定的，包括(i)測定所述個體內的MIC-I值； (ii)將該MIC-I值與較早時間點從相同受試者體內抽取的對照人體樣本中的 MIC-I的值或范圍進行比較。在該實施例中，受試者的MIC-I的增加值可以調整，以彌補通常與受試者年齡增 加相關的MIC-I的增加。可以理解為，與根據多次測量測定的MIC-I值的增加越大，越強烈地預示著受試 者受益于積極治療。在一些實施例中，根據多次測量測定的血清樣本中MIC-I值的增加> 0.3ng/mL，很可能表示是MIC-I的增加值，強烈地預示著受試者受益于積極治療。同時，根 據多次測量測定的血清樣本中MIC-I值的增加>0. 6ng/mL，很可能表示是MIC-I的增加值， 更強烈地預示著受試者受益于積極治療。在本發明第三方面的一些實施例中，受試者大于35歲，或更優選地，大于45歲。然 而，在另一些實施例中，受試者可能大于55歲，或大于65歲，或甚至大于75歲。本發明第三方面的方法的結果可以是一種或幾種其他的預測指標結合來使用 (如格里森得分和PSA)。此外，利用該方法的結果，結合MIC-I基質染色評估，可以增加選 擇治療策略的能力。因此，所述方法還包括檢測與一種或幾種預測因子結合的MIC-I的增 加值，所述預測因子選自格里森得分、前列腺特異抗原量、MIC-I基質染色和腫瘤淋巴結轉 移期。本發明還發現前列腺癌患者的MIC-I血清水平在如外科手術或放射治療的積極 治療后，可能仍然是增加的(即MIC-I水平的增加可能是由于殘余的，未檢測到的癌癥)。 在這些案例中，治療后MIC-I水平增加的測量結果表明這些受試者可能受益于輔助治療。因此，第四方面，本發明提供了一種篩選前列腺癌后期輔助治療的受試者的方法， 該方法包括，檢測來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-I的增加值，所述MIC-I的增加值 表明所述受試者受益于輔助治療。在這里，術語"輔助治療"可以理解為可以去除和/或控制疾病的前列腺癌的額 外治療，如去除整個前列腺。這些輔助治療可能與一些不良副作用相關，但可以阻止前列腺 癌發展成為更威脅生命的前列腺癌，即發展成為更嚴重或危險的階段，和/或轉移。輔助治 療包括外科手術、放射治療、高強度聚焦超聲(HIFU)、化療、冷凍手術、激素治療、基因治療、 接種疫苗、細胞因子或細胞因子調整療法(如抗體療法)或這些治療法的結合。在第四方面的方法里使用的人體樣本優選為血清樣本，然而，第一方面方法提及 的其他的人體樣本也是適合的。MIC-I的值，在本發明第四方面的方法中被認為是MIC-I的“增加值”，可能隨著使 用的特定人體試驗樣本類型和受試者的年齡而變化。對于被診斷為前列腺癌的受試者的血清樣本來說，MIC-I的值> Ing/mL很可能表 示MIC-I的增加值，預示著受試者可能受益于前列腺癌的輔助治療。更進一步地，MIC-I的 值> 1. 3ng/mL很可能表示MIC-I的增加值，強烈地預示著受試者可能受益于前列腺癌的輔 助治療。MIC-I的值> 1.6ng/mL很可能表示MIC-I的增加值，更強烈地預示著受試者可能受益于前列腺癌的輔助治療。人體試驗樣本中的MIC-I的值可能如本發明第一方面和第二方面描述的迅速測 定。在本發明第四方面的實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是通過以下步驟 測定的(i)測定所述人體試驗樣本中的Mic-I值；(ii)將該MIC-I值與取自正常受試者的對照人體樣本中的MIC-I值或范圍進行比較。在一些實施例中，正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡 相差10歲以內。更優選地，正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡 相差5歲以內。在本發明第四方面的一些實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I的增加值是利用多 次測量測定的受試者的MIC-I的值的增加。因此，同一受試者人體試驗樣本中MIC-I的值 可能是在不同時間點測定的。例如，受試者人體試驗樣本中MIC-I的值可能在診斷為前列 腺癌前，或隨即診斷為前列腺癌，且在診斷后一定的時間間隔內測定的。這個時間間隔可以 根據受試者的需要逐個確定。例如，這個時間間隔可以為三個月或一年或兩年，但可以理解 為時間間隔可以隨著受試者的疾病分期或其他相關的健康醫療因素而調整。于是，人體試 驗樣本的MIC-I增加值可以通過比較在特定時間點人體試驗樣本的MIC-I的值與相同人體 樣本在較早時間點的MIC-I值來檢測。這樣，MIC-I的增加值可以通過測定隨時間的增加， 特定受試者人體試驗樣本中的MIC-I值的增加來檢測。因此，在本發明第四方面的實施例中，人體試驗樣本中的MIC-I增加值是受試者 內MIC-I的值的增加，是通過多次測量測定的，包括(i)測定所述人體試驗樣本中的MIC-I值；(ii)將該MIC-I值與較早時間點從相同受試者體內抽取的對照人體樣本中的 MIC-I的值或范圍進行比較。在該實施例中，受試者的MIC-I的增加值可以調整，以彌補通常與受試者年齡增 加相關的MIC-I的增加。可以理解為，根據多次測量測定的MIC-I值的增加越大，越強烈地預示著受試者 受益于輔助治療。在一些實施例中，根據多次測量測定方法測定的血清樣本中MIC-I值的 增加> 0. 3ng/mL，很可能表示是MIC-I的增加值，強烈地預示著受試者受益于輔助治療。同 時，根據多次測量測定方法測定的血清樣本中MIC-I值的增加> 0. 6ng/mL，很可能表示是 MIC-I的增加值，更強烈地預示著受試者受益于輔助治療。在本發明第四方面的一些實施例中，受試者大于35歲，或更優選地，大于45歲。然 而，在另一些實施例中，受試者可能大于55歲，或大于65歲，或甚至大于75歲。因此，本發明第四方面的方法的結果可以是一種或幾種其他的預測指標結合來使 用(如格里森得分和PSA)。此外，利用該方法的結果，結合MIC-I基質染色評估，可以增加 選擇治療策略的能力。例如，之前表明MIC-I基質染色水平是與放射性前列腺切除術后的 前列腺癌結果相關聯的，下降的基質染色水平是疾病再度惡化的獨立的預測因子30。因此， 本發明第四方面所述方法還包括檢測與一種或幾種預測因子結合的MIC-I的增加值，所述預測因子選自格里森得分、前列腺特異抗原量、MIC-I基質染色和腫瘤淋巴結轉移期。以下將結合附圖和非限制的實施例來詳細說明本發明。實施例1健康對照人群與前列腺癌患者中MIC-I的血清濃度材料與方法前列腺癌研究人群前列腺癌人群是前列腺癌病因學的基于群體病例對照研究中心(被稱為瑞典前列腺癌研究中心，研究分兩個階段進行，在2001年1月和2003年10月間注冊)的一部分。 簡單的說，受試者都為病理學確診為前列腺癌的35歲到79歲男性(ICD-10:C61)。取得 1380前列腺癌病例的血清樣本用于MIC-I血清分析。臨床信息如腫瘤淋巴結轉移(TNM)分 期，格里森得分，診斷性前列腺特異抗原(PSA)濃度和主要治療手段通過國家前列腺癌登 記處(表1)的鏈接而得到。從診斷日期后平均為4. 9個月(從0.7到23. 7個月)，前列 腺癌患者捐獻的血液被儲存在_70°C直到分析。表面健康對照人群為876個男性，自然的， 表面健康的，對照人口受試者隨機選自瑞典人口登記處，頻率與之前描述的前列腺癌病例 的預期分布相等，其是按照年齡(相差5歲以內一類)和地理住所分布的。病例全為35到 79歲的男性。取876個對照人口受試者的血清樣本用于MIC-I血清分析。表1研究組的描述性特征* *正負值以平均值士SD來表示；
τ臨床分期根據國際抗癌聯盟惡性腫瘤TNM分期來分組12。隨訪評估利用每個研究參與者唯一的國際登記號，通過與瑞典死亡原因登記處鏈接的記錄，前列腺癌特異性死亡率的隨訪，直到2007年3月1日完成。由有經驗的腫瘤專家檢查 死亡證明書，建立2004年12月31號后死亡的受試者的死亡原因，其中前列腺癌特異性死 亡定義為前列腺癌被歸類為死亡的根本原因。平均隨訪時間為4.6年(從0.6到6.5年)。 共325(23% )名前列腺癌患者在隨訪期間死亡，其中有218(15% )名患者，前列腺癌被歸 類為其死亡的根本原因。在自然對照人群中，82名(9%)死于隨訪期間。測定MIC-I血清水平利用MIC-I夾心ELISA來測定MIC-1血清水平。夾心ELISA使用鼠單克隆抗體 (MAb)26G6H62’3用于抗原捕捉，羊多克隆抗體(PAb) 233B3-P用于檢測2。確定兩種抗體的 最佳濃度，然后用于后續的所有研究。96孔ELISA酶標板用以1 5(最終濃度約為20ng/ mL)的比例稀釋于包被緩沖液中(溶于蒸餾水的0. lmol/L碳酸鹽，pH 9.4-9.8)中的MAb 26G6H6上清液包被，置于4°C 24小時。然后每孔加入300 μ L于37°C下溶于磷酸鹽緩沖液 (PSB) 2小時的(wt/vol)牛血清白蛋白(BSA)溶液洗滌ELISA板三次。然后按100 μ L/ 孔的量將重組人類MIC-I (rhMIC-1)標準品、組織培養上清液或患者血清加入到板里，37°C 孵育lh。沖洗板三次，然后每孔加入100μ L以1 5000稀釋于抗體稀釋液(Ab稀釋液； PBS 中含有 (wt/v)BSA和 0. 05% (ν/ν)吐溫-20)中的羊PAb 233Β3-Ρ，37°C孵育 lh。然 后洗滌ELISA平板三次，每孔加入100 μ L以1 5000比例稀釋于Ab稀釋液中的生物素標 記的驢的抗羊IgG，37°C孵育lh。然后洗滌板四次，接下來每孔加入100 μ L溶于含0. 014% H2O2，pH5. 0的0. 05mol/L磷酸鹽-檸檬酸鹽緩沖液中(Sigma)的過氧化物酶底物(lmg/mL ο-苯二胺鹽酸鹽(Sigma))。顯色5-15min，每孔加入IOOyL 4N H2SO4終止反應。利用酶 標儀在490nm波長處測定吸光率。樣本中人類MIC-I (hMIC-Ι)的濃度通過與rhMIC_l標準 曲線比較而測定。利用酶標儀(Pasteur Diagnostics)提供的標準曲線擬合軟件來制作標 準曲線。標準曲線中rhMIC-Ι的濃度是基于高純度重組MIC-I的主標準與該標準作比較而 測定的。主標準蛋白質濃度是通過總氨基酸組合物的八次測定而確定的。所有的樣本至少 進行兩次三個重復分析。結果以平均數+/-SD的形式表示。血清樣本無目的地貼上標簽用 于血清濃度的測定。統計分析按年齡段，通過ANOVA分析，比較MIC-I血清水平和log-轉換的MIC-I濃度水平。 評估從診斷日期到死亡日期或到數據歸并日期(1 March 2007)的生存率。存活時間設定 為患者死于非前列腺癌的死亡時間。通過MIC-I血清水平，使用Cox回歸模型評估前列腺 癌死亡率的風險比(HR)。MM自然Xt照人群的MIC-I血清濃It禾Π年齡t丨旬的相關個牛如表2和圖1所示，自然的、表面健康對照人群受試者的MIC-I血清濃度與年齡是 非常相關的。例如，45-54歲的MIC-I血清濃度平均數士 SD為543 士 352pg/ml，而75-79歲 為 1260士1033pg/ml。表2對照人群中MIC-I血清濃度的描述性統計表 1AN0VA自然對照人群的MIC-I血清濃度禾Π總、牛存率少個的相關十牛如圖3所示，令人驚奇的是，對照人群的MIC-I血清濃度與總生存率是呈負相關 的。例如，當對照人群根據血清MIC-I水平劃分為四分位數時，只有3%、MIC-I血清濃度 < 673pg/ml的對照人群死于其他原因，而22%、MIC-I血清濃度> 1299pg/ml的對照人群 死于其他原因。表3根據死于其他原因的876例對照人群MIC-I血清濃度的風險比死亡率 預測因子 I受試者數“Γ Π 1來自Cox模型的風險比2來自按年齡段調整后的Cox模型的風險比前列腺癌患者及其隨訪在PSA試驗中，通過PSA濃度升高總計發現414(30% )名前列腺癌病例； 897(65% )名患者被診斷為局部化疾病，其中癌癥局限于前列腺包膜，沒有區域或遠處傳 播的證據(表1)。大多數患者接受了最初治療；48%的研究人群主要使用治療療法，35% 使用保守療法。在隨訪期間，1380個男人中有316 (23%)死亡，218 (15%)患有前列腺癌， 歸類為其根本死亡原因。隨訪時間為4. 7年(從0. 1到5. 9年)。MIC-I血清濃度和前列腺癌疾病的臨床分期MIC-I血清濃度根據前列腺癌不同的臨床分期差異顯著(P < 0. 001)。與疾病的 局部化分期I-II的患者中Mic-I血清濃度(平均值=1101pg/ml)相比，在前列腺癌局部 晚期III和轉移期IV的患者中，可以觀察到MIC-I血清濃度顯著升高(分別為平均值= 1394pg/ml, ρ < 0. 001 ；平均值=2084pg/ml, ρ < 0. 001)。MIC-I血清濃度和前列腺癌死亡前列腺癌患者根據血清MIC-I水平分層為四分位數。與存活的前列腺癌患者相 比，最終死于前列腺癌的患者中MIC-I血清濃度的偏向于最高四分位數(圖2)。單變量Cox回歸分析顯示了 MIC-I濃度的增加與死亡率升高是非常相關的，log轉化的MIC-I濃度每增 加100%，死亡率就增加四倍(趨勢P <0.001)。而只有6%的MIC-I血清濃度< 722pg/ mL的患者死于隨訪期間，30%的MIC-I血清濃度> 1466pg/mL的患者死亡了，產生6倍斜率 (風險比=6. 1，95%置信區間(Cl) = 3. 8-9. 8，表 4)。
格里森得分、 M分期、和PSA濃度的調整減弱了 MIC-I血清濃度和前列腺癌生存 率之間的相關性。然而，高MIC-I濃度仍然是一個單獨的預后預測因子，與最低類別相比， 最高類別具有高于3倍的死亡率(風險比=3.4,95% CI = 2. 0-5. 8 ；表4)。與全部研究人群相比，局部化疾病的患者MIC-I血清濃度和前列腺癌存活率之間 具有更強的相關性。最高血清MIC-I濃度的患者比最低種類的患者死亡率高11倍(風險 比=11. 4,95% CI = 3. 4-38. 3)。在調整分析中，MIC-I仍然是一個單獨的預后因素，最高 種類比最低種類死亡率幾乎高6倍(風險比=5.8,95% CI = 1.7-20. 2)。MIC-I血清濃度預測前列腺癌結果的準確件隨訪早期，在區分致命性和非致命性前列腺癌方面，MIC-I血清濃度顯示了良好的 預測準確性；然而，這種區分能力隨著時間而逐漸減弱，在隨訪最后減到約0. 68，造成0. 70 的全球同病率記錄(95% CI = 0. 65-0. 72 ；圖3)。從包含PSA和格里森得分的預測模型的 0. 82到還包含MIC-I的預測模型的0. 84，全球同病率增加顯著(ρ < 0. 001)。在診斷為局 部化疾病的患者中，當預測模型除包含PSA和格里森得分外，還包括MIC-I時，全球同病率 從0. 82顯著增加到0. 86 (ρ < 0. 001)。表4根據死于前列腺癌的1380名前列腺癌患者的MIC-I血清水平的風險比 1單變量Cox模型的風險比2多變量Cox模型的風險比，MIC-1、格里森得分、 !分期、診斷術后PSA和區域或 遠處轉移作為協變量_該實施例從大量前列腺癌患者的研究證實了 MIC-I血清濃度和疾病分期之間的 相關性，表明了血清MIC-I濃度的預后價值。在多變量分析中，調整重要的預后因素后(包 括格里森得分、臨床分期和診斷性PSA濃度)，MIC-I仍然是疾病結果的一個單獨的預后指 標。重要的是，在局限于器官的疾病中，血清MIC-I濃度的升高是最終致命性前列腺 癌的有力的、單獨的預測因子。當疾病的傳統標記(格里森得分和PSA)也用于區分致命性 和非致命性前列腺癌時，血清MIC-I濃度的預測價值進一步加強。在最初局部化前列腺癌 中，血清MIC-1、格里森得分和PSA的預后價值尤其顯著。這些結果強烈地表明血清MIC-I 濃度是用于預測前列腺癌級數的一個重要的生物標記。該研究也表明了，結合血清MIC-I濃度、PSA濃度和格里森得分顯著地增加了預測 疾病發生的準確性，尤其是在局部化疾病患者中。具體地，這種增加在早期預測中最顯著， 隨著隨訪時間逐漸減弱，因此，高診斷性MIC-I濃度可用于識別除受益于局部治療外，還受 益于最初的系統輔助治療的患者。
盡管MIC-I和癌癥之間有強的相關性，MIC-I在腫瘤形成中的作用不好理解6。大 多數研究報道MIC-I在調節腫瘤生長中通過p53依賴性和p53非依賴性途徑誘導凋亡，以 及通過抗腫瘤形成活性19，而起抗腫瘤形成的作用9’17 18 ；然而，也有報道腫瘤形成活性的加 強2°。在本研究中，觀察到MIC-I血清濃度和前列腺癌特異性生存率之間有顯著的相關性。 血清MIC-I濃度和前列腺癌死亡率之間相關性的一致性提示MIC-I在前列腺癌級別中具有 功能性作用。綜上所述，MIC-I血清濃度在前列腺癌晚期和轉移患者中顯著地升高。此外，血清 MIC-I濃度是前列腺癌，尤其是在局限于前列腺的患者死亡率的有力的預測因子，其獨立于 已知的預后因素。而且，血清MIC-I濃度與年齡呈強相關性，而且與對照人群的總生存率呈 相關性。實施例2表面健康男性對照人群中血清MIC-I與生存率關系的進一步考察 材料與方法男件對照人群警試者的隨訪評估利用每個研究參與者唯一的國際登記號，使用與瑞典死亡原因登記處鏈接的記 錄，對上述所說的876例表面健康男性進行前列腺癌特異性死亡率的隨訪，直到2007年3 月1日完成。檢查死亡證明書，建立2004年12月31號后死亡個體的死亡原因。平均隨訪 時間為5.2年(從0.1到5.9年)。共102(12%)名前列腺癌患者在隨訪期間死亡，其死 亡原因可從死亡證明書得知，且根據國際疾病分類(ICD)標準編碼。除了要考慮總體的死 亡率，也考察了根本死亡原因為癌癥(I⑶9 140-239，I⑶10 C00-D48)和心血管疾病(CVD) (ICD9401-459 或 ICDlO 110-199)的死亡率。統計分析結果采用中值(士)范圍的方式，除非另有說明，ρ <0.05表明具有顯著性。分別 利用連續變量的不成對t試驗和分類變量的卡方分析對人群進行比較。由于許多數值不是 正態分布，通過Spearman的rank檢驗來計算標記物之間的相關性。比較不同MIC-I水平 的患者累積生存率之間的差異。計算從抽血日到死亡日的暴露時間，并首先檢查時間間隔 的長短。使用Cox比例危險度模型評估未作調整的和已作調整的死亡相對危險度(RRs)和 95% Cl。以之前分析確定的變量作為獨立的風險因子，第一個擬合模型后評估已作調整的 RRs0通過Kaplan-Meier方法計算生存曲線，利用log-rank檢驗統計，比較風險分層組間 的生存曲線。當比較系數的相關性時，通過相關性ζ試驗確定相關性r值，利用Fisherr到 ζ轉換比較相關性r值。按之前描述的方法比較相對危險度25。用StatView 5. 0軟件(SAS Inc. , CampusDrive, Cary, NC, United States of America)來分析。結果和討論男性對照人群的特征在876個受試者中，102人在隨訪期間死亡。其中，30人死于癌癥，46人患有心血 管疾病，其中13人患有缺血性心肌梗塞。剩下的26個患者死于其他的原因或按其死亡證 明書沒有明確地分類(表5)。血清MIC-I水平的中值是934pg/ml(范圍為156_9638pg/ml ； 四分位數間距為628pg/ml)。表5 876名表面健康男性對照人群的描述性數據變量特異性數據
抽血年齡(歲)68士 12隨訪時間(年)5. 3士0.5抽煙情況n(%)
從未330(38%)現在或過去513(58%)未知33(4%)MIC-I 水平(pg/ml)935 士627BMI (kg/m2)25. 9 士 3. 9死亡率n(%)存活774(88%)死亡102(12%)死亡原因n(%)心血管43(42%)隨訪時間3. 3 士 2. 9癌癥33(33%)隨訪時間2. 7 士 2. 2其他26(25% )隨訪時間3.1 士 1.71數據用中值士四分位數間距或絕對值表示(％ )在ιΗ常男性人群中血清MIC-I水平是死亡的預測因子在所有男性人群中，血清MIC-I水平與年齡和預測的死亡率顯著相關，調整年 齡后的死亡相對危險度為3.38(95% CI = 1.38-8.26)。876個男性對照受試者在中值 (935+627pg/ml)以上的血清MIC-I水平與死亡率有相關性(ρ < 0. 0001)。根據受試者血清 MIC-I中值(935pg/ml)分層的Kaplan Meier圖表明，與MIC-I水平低于中值的受試者的生 存率相比，MIC-I水平高于中值的受試者生存率明顯低(分別為94%和82%;p < 0. 0001 ； 圖4A)。而且，在研究期間最終死亡的受試者中，血清MIC-I水平明顯較高(存活受試者中 值=885pg/ml，死亡受試者中值=1432pg/ml ；ρ < 0. 0001) 0然而，死亡的受試者明顯比 存活的受試者年齡老(存活者的抽血年齡中值=67歲，死亡者的抽血年齡中值=75歲；ρ < 0. 0001)。而且，血清MIC-I水平與年齡有相關性(ρ = 0. 458 ；ρ < 0. 0001)。根據血清 MIC-I水平將人群劃分為四分位數，如圖4Β所示重新檢測。大部分在隨訪期間死亡的受試 者的血清MIC-I水平在最高四分位數(> 1299pg/ml)。而且，血清MIC-I水平在最高四分 位數與死亡率顯著相關(P < 0. 0001)，在這個四分位數里，只有74%的受試者存活，在較低 的三個四分位數，受試者的存活率大于90%。最終死于非心血管或非癌癥、心血管疾病或癌 癥的男性的血清MIC-I水平更可能位于最高四分位數(分別為ρ = 0. 0034，p = 0. 0001, P = O. 0429)。如表6所示，利用Cox比例風險模型，最高四分位數的血清MIC-I水平造成 死亡風險增加7倍(RR 7. 05 ；95% CI3. 49-14. 25)。當調整死亡的其他風險、吸煙史、BMI 和年齡時，最高四分位數的血清MIC-I仍然與未來死亡率風險顯著相關(RR 3. 38 ；95% CI 1. 38-8. 26 ；表 6)。表6男性對照人群中所有死亡原因的多變量Cox比例風險分析 t_原始的？調整年齡、BMI和吸煙史后因此，血清MIC-I水平為正常男性人群的未來所有死亡原因提供了一個單獨的、 有力的預測因子。實施例3在雙胞胎人群中血清MIC-I的相關性為了確認，考察了雙胞胎人群中血清MIC-I和生存率之間的相關性。材料和方法雙胞胎組雙胞胎組包括308對受試者(包括154對同性雙胞胎)，登記于目前世界最大的雙 胞胎登記處——瑞典雙胞胎登記處，其登記了自1886出生的超過85，000對雙胞胎。用于 目前分析的雙胞胎子集參與了生物老化的研究22_23。之前通過詢問雙胞胎是否〃像一個豆 莢里的豌豆那樣相似"或"通常不會比同胞更相似"來測定結合性；所有雙胞胎通過限制 性片段長度多態性(RPLP)或血清測試和微衛星標記來確定其結合性。雙胞胎人群的隨訪評估 對于雙胞胎人群中的308對受試者，通過總人口登記處直至2003年底得到死亡日 期；利用每對雙胞胎個人登記號(PRN)，通過與瑞典死亡原因登記處的鏈接而得到死亡原 因。死亡原因登記處，建立于1961年，對死于1961年后的所有瑞典人口的完整性為99%。 死亡原因更新至2001年底。特異性原因的死亡從死亡證明書獲得，且根據國際疾病分類 學(I⑶)標準編碼。除了考察總體死亡率，還評估了癌癥(I⑶9 140-239，I⑶10 C00-D48) 和CVD(ICD9 401-459或ICDlO 110-199)是其根本死亡原因的死亡率。年齡和性別信 息來源于瑞典雙胞胎登記處。每對雙胞胎的觀測時間從加入組群日——定義為抽血日期 (1992-1996)開始，直到觀測期末(2003年3月31日)發生死亡或終檢(存活)。測定端粒長度用于端粒分析的全血對154對雙胞胎是有效的24。通過末端限制性片段(TRF)分 析來評估端粒的長度，其是依賴于至少105個細胞的限制性酶消化和Southern雜交來測定端粒的平均長度。盡管對短端粒的檢測存有偏見，這是最初的，也是使用最廣泛的技術之 一，產生了可靠的結果。測定了 18批研究參與者的端粒長度。為了計算端粒測量中可能的 批次特異性差異，每批端粒長度分別統一標準以適合正態分布，然后每批統一了標準的端 粒長度用于端粒長度連續變量分析。當把端粒長度作為分類變量來研究時，分別按長度來 獲取每個批次的四分位數，然后把所有批次的對應的每個四分位數(Q1，Q2，Q3和Q4)分組 匯集。標準化和四分位數方法是控制批次間測量變量的測量方法。為了檢驗批次間變量的 控制情況，限于對端粒長度標準化的33對雙胞胎進行分析，其中也測定了同批中雙胞胎之 間的協作。
血清MIC-I水平的測定利用敏感性的夾心ELISA2來測定MIC-1血清濃度(pg/ml)，敏感性的夾心ELISA 如前所述，使用鼠單克隆抗體(MAb) 26G6H6用于抗原捕捉，羊多克隆抗體(PAb) 233B3-P用 于檢測。所有樣本三次重復試驗，樣本之間的變量系數少于12%。統計分析如實施例2進行統計分析。結果和討論雙胞胎組的特征如表7所示，在抽血時，雙胞胎組受試者明顯比男性對照人群受試者老(雙胞胎組 中值=78歲；男性對照人群組=68歲；p<0. 0001)。雙胞胎組比男性對照人群組具有較高 的血清MIC-I水平(中值=1393pg/ml ；范圍為428_8064pg/ml ；四分位數值間距為1056pg/ ml ；ρ < 0. 0001)，血清MIC-I水平與年齡顯著相關(ρ = 0. 614 ；ρ < 0. 0001)。此外，雙胞 胎人群(中值=23. 84kg/m2)比男性對照人群組(中值=25. 92kg/m2 ；ρ < 0. 0001)的BMI 明顯較低。表7 308對雙胞胎受試者的描述性數據
< 0. 0001, p = 0. 0263)。最高四分位數的血清MIC-I水平的受試者死亡風險增加(RR = 8.64 ；95% CI = 5. 41-13. 78)，證實了所有男性對照人群組中的觀察結果。然而，在雙胞胎 組里，最低四分位數以上的MIC-I血清水平的任何增加都表明死亡風險的增加(表8)。當 與死亡率相關的其他因素(如之前或現在的吸煙史，BMI、性別、端粒長度和年齡)調整時， 最高兩個四分位數的血清MIC-I水平仍然獨立地與未來死亡率風險的增加具有相關性(最 高四分位數RR = 2. 87,95% CI = 1. 68-4. 91 ；第二最高四分位數RR = 1. 99,95% CI = 1. 20-3. 29 ；表 8)。當進一步調整端粒長度、IL-6和CRP時，雙胞胎組也證實了血清MIC-I是死亡率的 一個單獨的預測因子這一發現。雙胞胎組中只有108對受試者的數據對血清IL-6和CRP水 平都有用。由于血清MIC-I的最高兩個四分位數有力地預測死亡率，調整以后，血清MIC-I 根據中值(1392pg/ml)而分層。除了調整以前或現在的吸煙史、BMI、性別、端粒長度和年 齡，血清IL-6和CRP水平的風險比也被調整了。當調整以前或現在的吸煙史、BMI、性別、端 粒長度和年齡、血清IL-6和CRP水平后，高于中值的血清MIC-I水平是死亡率的一個單獨 的預測因子(RR = 2. 26 ；95% CI = 1. 19-4. 29 ；表 8)。在所有男性對照人群組和雙胞胎組里，血清MIC-I與BMI不是非常相關的(數據 沒有顯示出來)。這很可能是因為在這些組里相比起疾病特異性人群(除了心血管疾病人 群)血清MIC-I水平相對較低。這些結果表明影響BMI的血清MIC-I水平在患病人群中明顯 較高27。先前顯示在心力衰竭患者中，影響BMI的血清MIC-I水平很可能大于3700pg/ml28。 然而，相比較老的雙胞胎組，所有較年輕的男性人群對照組中BMI明顯較高，血清MIC-I水 平較低，如前所述，這標志著血清MIC-I與BMI呈負相關27。加之，當結合男性對照人群和 雙胞胎組的大于3800pg/ml的血清MIC-I水平的患者時，血清MIC-I與BMI趨于負相關 (P = -0. 351 ；ρ = 0. 0547)。前列腺癌患者只有當MIC-1水平大于6000pg/ml時與BMI 有顯著的相關性，在慢性腎臟疾病中也有類似的相關性(Breit et al. submitted to The Lancet)。因此，血清MIC-I水平被證實為一種單獨的、有力的雙胞胎人群未來所有原因死 亡率的預測因子，雙胞胎人群主要為女性，雙胞胎組中血清MIC-I與死亡時間有相關性。正 如之前公開的，血清MIC-I水平與年齡、及死亡率和老齡化的其他標志，特別是IL-6和CRP 有相關性26。血清MIC-I水平與端粒長度呈現弱卻顯著的相關性，這可能通過一些環境變量 而受到影響。氧化應激顯著地縮短了端粒長度，且誘導DNA損傷，可能導致重復序列(Breit et al. submitted to The Lancet)，重復序列是生物老化的標志。表8雙胞胎組所有死亡原因的多變量Cox比例風險分析
f原始的。T調整了年齡、性別BMI、吸煙史和端粒長度。*調整了年齡、性別BMI、吸煙史、端粒長度、IL-6和CRP。血清MIC-1水平預測與遺傳背景無關的死亡率盡管與生物老化的可能標志相關，結果中的一些重要的數字預測死亡率26，結果表 明由于血清MIC-1水平與生存時間直接相關，不受雙胞胎結合性影響，因而血清MIC-1水 平獨立地預測死亡率，不受遺傳背景大的影響。在雙胞胎兩個都死亡的情況下，血清MIC-1 與生存時間顯著地反相關(r = 0. 344 ；p < 0. 0001)。如圖6A和6B所示，同卵(MZ)和異 卵(DZ)雙胞胎之間的相關性的強度沒有顯著的差異(MZ :r = 0. 419，p < 0. 0001 ；DZ :r = 0. 342, p = 0. 0046 ；差異 z = -0. 51 ;p = 0. 2946，一個尾部，p = 0. 5892 兩個尾部；Fisher r到z轉換)。加之，利用Cox比例風險模型，血清MIC-1水平大于開始研究時的中值的MZ和DZ 雙胞胎之間的死亡風險沒有顯著的差異(MZ :RR = 1. 71,95% CI = 1. 06-2. 77 ；0Z :RR = 2. 17,95% CI = 1. 32-3. 56)，這些相關性沒有顯著的不同(相對危險度=1. 27 ；95% CI = 0. 63-2. 53)。因此，血清MIC-1在同卵雙胞胎和異卵雙胞胎具有相似的預測死亡率的能力， 表明血清MIC-1的改變與活躍的疾病發展而不是遺傳背景相關。因此，血清MIC-1水平是一種重要的用于預測所有原因死亡率的風險增加的生物 標志o
實施例4前列腺癌患者的MIC-1血清濃度為了證實如實施例1的前列腺癌患者的血清MIC-1水平，在該實施例中，除了組更 大，隨訪多10個月外，與實施例1描述的研究相同，以考察被診斷為前列腺癌的男性組。材料與方法研究組本研究利用來自1440前列腺癌受試者(來自瑞典前列腺癌(CAPS))的血清樣本， 用于MIC-1水平的測定。基于自我報告的治療史，樣本歸類為治療前(n = 431)或治療后 (n = 1011)。隨訪評估利用每個受試者唯一的國際登記號，通過鏈接于瑞典人口登記處的記錄，評估了 從抽血日期到2008年1月15日的活體狀況，前列腺癌特異性生存率通過鏈接于至2005年 12月31的死亡原因登記處而獲得。由有經驗的腫瘤專家檢查死亡證明書，建立2005年12 月31號后死亡個體的死亡原因。MIC-1血清水平的測定MIC-1血清濃度(pg/ml)如實施例1描述的進行測定。所有樣本進行三次試驗，樣 本之間的變量系數低于12%。統計分析用Kruskal-Wallis試驗，來檢驗臨床特征之間MIC-1血清水平的差異。利用死于 前列腺癌作為結果進行時間_事故分析。在死于非前列腺癌的受試者死亡時考察存活時 間。利用Cox回歸分析評估MIC-1血清水平和前列腺癌死亡率之間的相關性，以所有患者 MIC-1水平分布的四分位數為基礎，血清濃度歸類為四組，最低組(即較低四分位數)用作 參考組。以預測風險組分層的分析中，進行log-轉換的MIC-1水平的Cox回歸分析。為評 估MIC-1血清水平對前列腺癌死亡率的區分能力，評估了基于Cox回歸模型的參數評估的 同病率概率31。同病率評估在0. 5-1. 0范圍內，1. 0代表預后性變量和存活時間的理想的同 病率。競爭風險的存在因使用R程序語言32的cmprsk包而為公眾所知，cmprsk包用于 評估前列腺癌死亡率的累積發病率。使用Gray' s試驗33來評估根據MIC-1水平分布的 四分位數分組的患者之間的累積發病率差異。報道的所有P值基于兩方面假設。結果MIC-1血清水平表9顯示了根據患者的臨床特征的MIC-1血清水平。MIC-1血清水平隨T分 期(P < 0. 0001)、M分期(P < 0. 0001)、格里森得分(P < 0. 0001)和診斷性PSA水平(P < 0. 0001)的水平升高而顯著升高。淋巴結陰性和淋巴結陽性患者之間MIC-1血清水平沒 有觀察到顯著的差異。表9較大前列腺癌組的MIC-1血清水平
26 ^ruskal-Wallis 檢驗MIC-1血清水平和前列腺癌死亡率總的來說，1442男性中有380人(26% )在隨訪時期死亡，265 (18% )人前列腺癌 歸為其根本死亡原因。平均隨訪時間為4. 9年(從0. 1到6. 8年)。根據MIC-1血清水平 將人群分層為四分位數。最后死于前列腺癌的患者的MIC-1血清水平的分布與存活患者 相比，趨向于最高四分位數。如圖7和表10所示，6年隨訪之后，MIC-1血清濃度在710pg/ ml以下(即底部四分位數，圖7中第一四分位數)的受試者的前列腺癌累積死亡率為7%， MIC-1血清濃度在1456pg/ml以上(即最高四分位數，圖7中第四四分位數)的受試者的 前列腺癌累積死亡率為34% (P< 0.0001)，相當于6倍相對風險度(風險比[HR]，6.33; 95%置信區間[(1]，4.11-9.74;表10)。在調整已知的預后因素格里森得分、 M分期和診 斷性PSA水平的多變量分析中，高MIC-1水平仍然與前列腺癌死亡率呈相關性(調整后HR， 3. 58 ；95% CI，2. 28-5. 63 ；表 10)。
表10 1442例前列腺癌患者死于前列腺癌的風險 *來自多重Cox模型的風險比，多重Cox模型包括血清MIC-1水平、臨床T分期、活 組織切片檢查格里森得分、診斷性血清PSA水平和轉移情況作為變量對治療前(n = 431)和治療后(n = 1，011)抽血的男性的MIC-1血清水平分別 進行評估。與總研究組比較，治療前MIC-1血清水平和前列腺癌生存率之間具有更強的 相關性(表10)。在最高四分位數的受試者(即血清MIC-1水平> 1456pg/ml)比在最低 四分位數的受試者(即血清MIC-1水平< 710pg/ml)的死亡率高于12倍多(HR，12.08 ； 95% CI，2. 82-51. 70)。在調整后的分析中，治療前MIC-1水平仍然是一種單獨的預后因 素，在最高四分位數的死亡率比最低四分位數的死亡率差不多高十倍(HR，9.61 ；95% CI， 2. 22-41. 57)。受試者在治療后最高四分位數的MIC-1血清水平也與前列腺癌死亡率風 險增加呈相關性，比最低四分位數的MIC-1血清水平的受試者的死亡率高六倍(HR，5. 95 ； 95% CI，3. 78-9. 37 ；表10)。對格里森得分、 M分期和診斷性PSA水平的調整減弱了治療 后MIC-1血清水平和前列腺癌死亡率之間的相關性；然而，治療后血清MIC-1水平最高四分 位數(即> 1456pg/ml)仍然是一種單獨的預后學的預測因素，最高組比最低組的癌癥死亡 率要高 3 倍(HR, 3. 09 ；95% CI, 1. 91-5. 00 ；表 10)。臨床局部疾病的警試者的MIC-1血清水平然后限于對臨床局部疾病的受試者(即T得分為T1/T2，N得分為NO/Nx，M得分 為MO/Mx的受試者)進行分析，因為對這些受試者進行單獨預測和處理是一種特殊的挑戰。 為探究更相似子群MIC-1血清水平的預測值，將受試者進一步劃分為傳統的低風險組(PSA < 10且格里森得分< 7)、中風險組(PSA為10-20或格里森總數為7)和高風險組(PSA > 20且格里森得分> 7)。然而，由于在低風險組隨訪期間只有一個受試者死于前列腺癌，因此將低風險組和中風險組歸為一個風險組。log-轉換的MIC-1血清水平的Cox回歸分析表 明在低/中風險組的男性間其與前列腺癌死亡率顯著相關，在高風險組也是一樣(分別為 P = 0. 0001和P = 0. 001 ；表11)。通過評估Cox模型的預測強度，低/中風險組的男性間 的同病率概率為o. 74(SE，0. 04)，而高風險組的男性間的同病率概率為0. 66(SE，0. 04)。限于治療前或治療后抽血的樣本分析表明，低/中風險組(治療前，P = 0. 009 ； 治療后，P = 0. 006)和高風險組(治療前，P = 0. 02 ；治療后，P = 0.01)的男性間的前 列腺癌死亡率和log-轉換的MIC-1血清水平之間有顯著的相關性。治療前和治療后抽 血的男性間，低/中風險組均比高風險組的男性間同病率概率高(分別為0. 72vs. 0. 69 ； 0. 70vs. 0. 65 ；表 3)。表11 857例局部化疾病的受試者死于前列腺癌的風險
MIC水平患者數前列腺癌死亡數 HR ( 95%CI) P值 同病率概率(SE) 在每個預測風險組類別檢驗了 MIC-1血清水平的預測作用。Log-轉換的MIC-1血 清水平模擬為連續變量。本實施例證實了 MIC-1血清濃度和疾病分期的相關性，還第一次證明了血清 MIC-1水平作為用于區分致命性和非致命性前列腺癌的標志的預測價值。在多變量分析中，對公知預測因素格里森得分、臨床分期和診斷性PSA水平的調 整沒有實質地影響MIC-1單獨的預測價值。重要的是，在局限于器官的疾病中，升高的血清 MIC-1水平是致命性前列腺癌的單獨的預測因子。因此這個結果表明血清MIC-1水平可以 預測前列腺癌死亡率和疾病發展。由于篩選含有PSA的前列腺癌的影響，前列腺癌逐漸在局部化分期被診斷出來。 由于用密切觀察法治療處理的局部化疾病的受試者無進展生存率很高13_14，且疾病結果不 能準確預測，因此，有低風險疾病的受試者的過度治療很普遍。基于早期PSA變化的主動監 測和選擇性延遲干擾，被認為是減少無痛疾病受試者過度治療的一種策略。然而，盡管PSA 測量基線和PSA改變率是重要的預后因素，但它們在從疾病發展低風險的患者中辨別將發 展成為致命性前列腺癌的患者的作用不大16。本實施例得到的結果顯示治療前和治療后 血清MIC-1水平都可以用于預測器官局限疾病的受試者的疾病結果。因此，診斷的高MIC-1 濃度可以識別受益于除局部治療外的早期系統性輔助治療的受試者。總的來說，利用獨立于傳統的疾病預測標志的血清MIC-1濃度，前列腺癌受試者 被劃分為幾組，其前列腺癌死亡率有很大不同。有臨床局部化高風險疾病的、很難評估預后 的受試者中，治療前和治療后血清MIC-1水平和臨床結果都有相關性。此外，血清MIC-1水
29平識別最終惡化的低到中風險疾病的受試者。而且，除血清MIC-1水平測定外的MIC-1基 質染色評估，可以帶來額外的識別致命性和非致命性局部化前列腺癌的能力。盡管在以上說明書中詳細地描述了本發明方法的優選實施例，但本發明不限于公 幵的實施例，可以對本發明進行沒有脫離本發明范圍的多種重排、修飾和替代。在說明書中，詞語〃包含〃意思是為整體的包含物，而不是排除在整體以外。在該說明書里所有公幵內容都以參考文獻作為參考。本說明書中關于文件、法規、 原料、裝置、文章等等的討論僅用來提供本發明的背景條件。在本申請權利要求的優先權日 之前，與本發明相關的現有技術或本領域普通技術即已經在澳大利亞或其他地方存在，因 此，不在本發明的保護范圍內。參考文獻1. Bootcov MR，et al. (1997)MIC-1,a novel macrophage inhibitory cytokine, is a divergentmember of the TGF-beta superfamily. Proc Natl Acad Sci USA 94(21) 11514-11519.2.Brown DA. ， et al. (2002)Antibody-based approach to high volume genotyping forMIC-1 polymorphism. Biotechniques ；33 (1) :118_120，22，24 passim.3. Moore AG. , et al. (2000)The transforming growth factor-^ superfamily cytokinemacrophage inhibitory cytokine-1 is present in high concentrations in the serum of pregnantwomen. J Clin Endocrinol Metab ；85 (12) :4781_4788.4. Bottner M.，et al. (1999) Expression of a novel member of the TGF-beta superfamily, growth/differentiation factor-15/macrophage-inhibiting cytokine-1 (GDF-15/MIC-1) in adultrat tissues. Cell Tissue Res 297(1) :103-110.5. Fairlie WD. ， et al. (1999)MIC-1 is a novel TGF-beta superfamily cytokine associatedwith macrophage activation. J Leukoc Biol 65(1) :2_5.6. Bauskin AR.，et al. (2006)Role of macrophage inhibitory cytokine-1 in tumourigenesisand diagnosis of cancer. Cancer Res 66(10) :4983_4986.7. Welsh JB. , et al. (2003)Large-scale delineation of secreted protein biomarkersoverexpressed in cancer tissue and serum. Proc Natl Acad Sci USA 100(6) :3410-3415.8. Brown DA.，et al. (2006)Measurement of serum levels of macrophage inhibitorycytokine 1 combined with prostate-specific antigen improves prostate cancer diagnosis. ClinCancer Res 12(1) :89_96.9. Li PX.，et al.，(2000)Placental transforming growth factor-beta is a downstream mediator of the growth arrest and apoptotic response of tumour cells to DNA damage and p53overexpression. J Biol Chem 275(26) :20127_20135.10. Kannan K.，et al. (2000)Profile of gene expression regulated by induced p53 ；connection to the TGF-beta family. FEBS Lett 470(1). 77-82.11. Tan M.，et al.，(2000)PTGF-beta，a type beta transforming growth factor (TGF-beta)superfamily member，is a p53 target gene that inhibits tumour cell growth via TGF—betasignalling pathway. Proc Natl Acad Sci USA 97 (1)
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權利要求
一種預測表面健康受試者的總生存率的方法，其特征在于，該方法包括檢測來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值與所述受試者的增加的死亡可能性呈相關性。
2 根據權利要求1所述的方法，其特征在于，所述人體試驗樣本中的MIC-1的增加值預 測了由于除意外或不幸外的其他原因導致的增加的死亡可能性。
3.根據權利要求1或2所述的方法，其特征在于，MIC-1的增加值預測了所述受試者在 提取人體試驗樣本10年內增加的死亡可能性。
4.根據權利要求1或2所述的方法，其特征在于，MIC-1的增加值預測了所述受試者在 提取人體試驗樣本5年內增加的死亡可能性。
5.一種男性受試者前列腺癌的預測方法，其特征在于，該方法包括，檢測來自所述受試 者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值與前列腺癌級數增加的可能性 呈相關性。
6.根據權利要求5所述的方法，其特征在于，所述MIC-1的增加值與發展成為惡性前列 腺癌的增加的可能性呈相關性。
7.根據權利要求5或6所述的方法，其特征在于，所述MIC-1的增加值與前列腺癌級數 增加的可能性，以及由前列腺癌導致的受試者死亡的增加的可能性呈相關性。
8.根據權利要求5-7任一項所述的方法，其特征在于，MIC-1的增加值預測了所述受試 者在提取樣本10年內死于前列腺癌的可能性。
9.一種篩選受試者的方法，所述受試者被診斷為前列腺癌，所述受試者受益于前列腺 癌的積極治療，其特征在于，該方法包括，檢測來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的 增加值，所述MIC-1的增加值表明所述受試者受益于前列腺癌的積極治療。
10.一種篩選前列腺癌后期輔助治療的受試者的方法，其特征在于，該方法包括，檢測 來自所述受試者的人體試驗樣本中MIC-1的增加值，所述MIC-1的增加值表明所述受試者 受益于輔助治療。
11.根據權利要求5-10任一項所述的方法，其特征在于，所述方法還包括，檢測一種或 多種選自Gleason總分、前列腺特異性抗原(PSA)量、MIC-1基質染色和腫瘤淋巴結轉移 (TNM)分期的前列腺癌預測因素。
12.根據權利要求1-11任一項所述的方法，其特征在于，所述人體試驗樣本為血清樣本。
13.根據權利要求1-12任一項所述的方法，其特征在于，該方法包括檢測MIC-1的增 加值> Ing/mL。
14.根據權利要求1-12任一項所述的方法，其特征在于，檢測MIC-1的增加值> 1. 3ng/mL。
15.根據權利要求1-12任一項所述的方法，其特征在于，人體試驗樣本中所述MIC-1的 增加值是通過以下步驟檢測的⑴測定所述人體試驗樣本中MIC-1值；(ii)比較該MIC-1 值與正常受試者的對照試驗樣本中的MIC-1值。
16.根據權利要求15所述的方法，其特征在于，所述正常受試者的年齡與被抽取相關 人體試驗樣本的受試者的年齡相近，相差在10歲以內。
17.根據權利要求15所述的方法，其特征在于，所述正常受試者的年齡與被抽取相關人體試驗樣本的受試者的年齡相近，相差在5歲以內。
18.根據權利要求1-12任一項所述的方法，其特征在于，人體試驗樣本中所述MIC-1的 增加值是受試者內MIC-1的量的增加，其是利用多次測量檢測出來的，包括(i)測定所述 人體試驗樣本的MIC-1值；(ii)將該MIC-1值與較早時間點取自相同受試者的對照試驗樣 本的MIC-1值進行比較。
19.根據權利要求15-18任一項所述的方法，其特征在于，該方法包括檢測MIC-1的 增加值> 0. 3ng/mL。
20.根據權利要求15-18任一項所述的方法，其特征在于，該方法包括檢測MIC-1的 增加值> 0. 6ng/mL。
21.根據權利要求1-20任一項所述的方法，其特征在于，所述受試者年齡在35歲以上。
全文摘要
本發明涉及醫學預后領域。具體地說，本發明涉及一種預測受試者前列腺癌級數和總生存率的方法，包括檢測人體試驗樣本如血清中的巨噬細胞抑制因子-1(MIC-1)的增加。
文檔編號G01N33/49GK101861522SQ200880113426
公開日2010年10月13日 申請日期2008年10月22日 優先權日2007年10月22日
發明者大衛·亞歷山大·布朗, 薩穆埃爾·諾伯特·柏爾特 申請人:圣文森特醫院悉尼有限公司