(57)【要約】【課題】  染色体異常を出生前に評価するための装置を提供する。【解決手段】  本装置は、Ａ）該異常を有する胎児をもつ妊婦の試験前危険性を算出するための手段、Ｂ）該妊婦の最終月経期間日による方法と該妊婦がもつ胎児の生物測定による方法とによって決定される在胎齢差を算出することにより該妊婦の在胎齢矛盾値を決定するための手段、Ｃ）該在胎齢矛盾値が、該胎児の異常がある妊娠に見られる在胎齢矛盾値のガウス分布の一部である第１確率を算出するための手段、Ｄ）該在胎齢矛盾値が、影響を受けていない妊娠に見られる在胎齢矛盾値のガウス分布の一部である第２確率を算出するための手段、Ｅ）該第１確率と該第２確率の比率である確率を算出するための手段、ならびにＦ）該確率によって該妊婦の試験前危険性を修正することにより該妊婦がもつ該胎児の異常について危険性を出生前に評価するための手段を含んでなる。【選択図】      図１
2005246080.tif 000002
【特許請求の範囲】
【請求項１】
妊婦の胎児の異常について危険性を出生前に評価するための装置であって、
Ａ）該異常を有する胎児をもつ妊婦の試験前危険性を算出するための手段、
Ｂ）（１）該妊婦の最終月経期間日による方法と（２）該妊婦がもつ胎児の生物測定による方法との２つの方法によって決定される在胎齢差を算出することにより該妊婦の在胎齢矛盾値を決定するに際し、該生物測定を超音波検査法または核磁気共鳴法を含む手段で行うための手段、
Ｃ）該在胎齢矛盾値が、該胎児の異常がある妊娠に見られる在胎齢矛盾値のガウス分布の一部である第１確率を算出するための手段、
Ｄ）該在胎齢矛盾値が、影響を受けていない妊娠に見られる在胎齢矛盾値のガウス分布の一部である第２確率を算出するための手段、
Ｅ）該第１確率と該第２確率の比率である確率を算出するための手段、ならびに
Ｆ）該確率によって該妊婦の試験前危険性を修正することにより該妊婦がもつ該胎児の異常について危険性を出生前に評価するための手段
を含んでなり、該胎児の異常が、トリソミー１８、トリソミー１３および開放性二分脊椎からなる群より選ばれることを特徴とする装置。
【請求項２】
妊婦の胎児の異常について危険性を出生前に評価するための装置であって、
Ａ）該異常を有する胎児をもつ妊婦の試験前危険性を算出するための手段、
Ｂ）（１）該妊婦の最終月経期間日による方法と（２）該妊婦がもつ胎児の生物測定による方法との２つの方法によって決定される在胎齢差を算出することにより該妊婦の在胎齢矛盾値を決定するに際し、該生物測定を超音波検査法または核磁気共鳴法を含む手段で行うための手段、
Ｃ）該妊婦の体液からの、該胎児の異常を示す生化学マーカの濃度値を受け入れるための手段、
Ｄ）該在胎齢矛盾値および該生化学マーカ濃度が、該胎児の異常がある妊娠に見られる在胎齢矛盾値および生化学マーカ濃度の多変量ガウス分布の一部を形成する第１確率を算出するための手段、
Ｅ）該在胎齢矛盾値および該生化学マーカ濃度が、影響を受けていない妊娠に見られる在胎齢矛盾値および生化学マーカ濃度の多変量ガウス分布の一部を形成する第２確率を算出するための手段、
Ｆ）該第１確率と該第２確率の比率である確率を算出するための手段、ならびに
Ｇ）該確率によって該妊婦の試験前危険性を修正することにより該妊婦がもつ該胎児の異常について危険性を出生前に評価するための手段
を含んでなり、該胎児の異常が、トリソミー１８、トリソミー１３および開放性二分脊椎からなる群より選ばれることを特徴とする装置。
【請求項３】
該生化学マーカが、ヒト絨毛性ゴナドトロピン（ｈＣＧ）全分子、ｈＣＧα−サブユニット、ｈＣＧ遊離β−サブユニット、α−フェトプロテイン、妊娠関連血漿プロテインＡ、非共役エストリオール、インヒビン、プロゲステロン、１６−α−ヒドロキシ−デヒドロエピアンドロステロンスルフェートおよびデヒドロエピアンドロステロンスルフェートからなる群より選ばれる、請求項２に記載の装置。
【発明の詳細な説明】
【技術分野】
【０００１】
本発明は、染色体異常を出生前に評価するための装置に関する。
【背景技術】
【０００２】
胎児のダウン症候群やその他の何らかの染色体異常の危険性は、母親の年齢と共に増大することが知られており、これを知ることが、さらに検査を要する妊婦を選別する基準となる。ダウン症候群の場合のさらなる検査には、羊水穿刺による羊水採取が含まれるが、この処置自体が胎児の母親にとって危険であり、流産を誘発することがこの処置の危険な点であるとして知られている。
【０００３】
この染色体異常を出生前にスクリーニングするためには、ダウン症候群の母親血清マーカが広く用いられている。これらのうち最も普及しているマーカは、α−フェトプロテイン（ＡＦＰ）、ヒト絨毛性ゴナドトロピン（ｈＣＧ）〔いずれも、それらの完全な分子であるか、またはその遊離β−サブユニットである〕、及び共役していないエストリオール（非共役エストリオール：ＵＥ３）である。ダウン症候群の出生前スクリーニングにおいて、母齢(maternal age)と併用することができるこれらマーカの使用に関する詳細は、例えば米国特許第４，８７４，６９３号明細書、国際特許出願公開公報第８９／００６９６号及び同第９０／０８３２５号に記載されている。
【０００４】
米国特許第５，１００，８０６号明細書は、エドワーズ症候群の出生前スクリーニングにｈＣＧの遊離β−サブユニットをマーカとして使用することについて記載している。
【０００５】
妊娠の第２トリメスターにおける胎児のダウン症候群を出生前にスクリーニングする方法の一つは、母齢と、母親血清α−フェトプロテイン、ｈＣＧ及び非共役エストリオールとを併用する方法である。胎児のダウン症候群では、その母親血清α−フェトプロテイン及び非共役エストリオールの濃度は、影響を受けていない同じ在胎齢の妊娠に見られる中央濃度値（影響を受けていない妊娠における「多重中央値(multiple of the median)」または「ＭｏＭ」と命名する）に関して表現した場合に、正常な妊娠におけるよりも若干低くなる。対照的に、ダウン症候群の影響を受けた妊娠における母親血清ｈＣＧの濃度ＭｏＭはより高くなる。３種類全てのマーカの濃度（ｌｏｇ  ＭｏＭとした場合）はほぼガウス分布しており、そして影響を受けた妊娠と受けていない妊娠との分布は重複部分を有する。値の重複は、二つの母集団間を明確に区別するカット−オフ点を選定することが不可能な重複である。
【発明の開示】
【発明が解決しようとする課題】
【０００６】
それぞれの分析物の濃度を知ることは相当に価値がある。それは、試料の値がどちらの母集団に属するかを示すのではなく、特定の母集団から採取される試料の確率を示す。その原理は、α−フェトプロテインをマーカとした場合の図１のようなＭｏＭ（対数スケール）に対して度数をプロットしたグラフによって説明することができる。この図は、試料がダウン症候群の影響を受けた妊娠から得られたものである確率を算出する際の原理を例示している。この図は、母親血清α−フェトプロテインの場合であるが、同じ原理が、ｈＣＧ、非共役エストリオールまたは影響を受けた妊娠と受けていない妊娠とで分布に差がある任意のマーカ、生化学物質、等にも当てはまる。
【０００７】
２種以上のマーカを個別に用いるよりも組み合わせることによってより多くの情報が得られる。組み合わせることができるマーカの数に対する理論的な制限は何らなく、それらを組み合わせる原理や実施については統計的によく知られている。ダウン症候群のスクリーニングでは、母親血清α−フェトプロテイン、非共役エストリオール及びｈＣＧを用いて、影響を受けた妊娠と受けていない妊娠とについて２種の３変量正規分布から確率が得られる。母齢はダウン症候群の別のマーカであり、女性の年齢が高い程その危険性ははるかに高くなる。何らかの母親血清分析物と関係があると示される血清マーカが無い場合には、ベイズの定理によって、個々の女性がダウン症候群の子供を持つ組み合わされた最終的な危険性は、母親血清マーカ値が影響を受けている母集団に属する確率に先天的年齢危険性を乗じることによって得られる。
【０００８】
組み合わされた最終的な危険性を用いて、その危険性について女性をカウンセリングしてもよい。その判断が高い危険性を示す場合には、羊水穿刺を行って胎児細胞を得、そして確かな診断を行うことができる。羊水穿刺の処置は、０．５％〜１．０％程度の流産の危険性を伴う。つまり、ダウン症候群の組合せ危険性が１：４００である女性については、羊水穿刺によって子供を失う危険性の方がダウン症候群の子供を持つ危険性よりも高くなる。反対に、組合せ危険性が１：１０である女性は、その危険性は羊水穿刺を是認するに十分な高い危険性であると考えるかもしれない。
【０００９】
スクリーニングし、そして危険度が最も高いことが示された女性の５％を選ぶことによって、ダウン症候群の影響を受けた妊娠の約６０％を検出することが可能になると推定されている。
【００１０】
それゆえ、染色体異常を出生前にスクリーニングする方法を改善することが望まれている。
【課題を解決するための手段】
【００１１】
本発明によると、妊婦の胎児の異常について危険性を出生前に評価するための装置であって、
Ａ）該異常を有する胎児をもつ妊婦の試験前危険性を算出するための手段、
Ｂ）（１）該妊婦の最終月経期間日による方法と（２）該妊婦がもつ胎児の生物測定による方法との２つの方法によって決定される在胎齢差を算出することにより該妊婦の在胎齢矛盾値を決定するに際し、該生物測定を超音波検査法または核磁気共鳴法を含む手段で行うための手段、
Ｃ）該在胎齢矛盾値が、該胎児の異常がある妊娠に見られる在胎齢矛盾値のガウス分布の一部である第１確率を算出するための手段、
Ｄ）該在胎齢矛盾値が、影響を受けていない妊娠に見られる在胎齢矛盾値のガウス分布の一部である第２確率を算出するための手段、
Ｅ）該第１確率と該第２確率の比率である確率を算出するための手段、ならびに
Ｆ）該確率によって該妊婦の試験前危険性を修正することにより該妊婦がもつ該胎児の異常について危険性を出生前に評価するための手段
を含んでなり、該胎児の異常が、トリソミー１８、トリソミー１３および開放性二分脊椎からなる群より選ばれることを特徴とする装置が提供される。
【００１２】
さらに、本発明は、妊婦の胎児の異常について危険性を出生前に評価するための装置であって、
Ａ）該異常を有する胎児をもつ妊婦の試験前危険性を算出するための手段、
Ｂ）（１）該妊婦の最終月経期間日による方法と（２）該妊婦がもつ胎児の生物測定による方法との２つの方法によって決定される在胎齢差を算出することにより該妊婦の在胎齢矛盾値を決定するに際し、該生物測定を超音波検査法または核磁気共鳴法を含む手段で行うための手段、
Ｃ）該妊婦の体液からの、該胎児の異常を示す生化学マーカの濃度値を受け入れるための手段、
Ｄ）該在胎齢矛盾値および該生化学マーカ濃度が、該胎児の異常がある妊娠に見られる在胎齢矛盾値および生化学マーカ濃度の多変量ガウス分布の一部を形成する第１確率を算出するための手段、
Ｅ）該在胎齢矛盾値および該生化学マーカ濃度が、影響を受けていない妊娠に見られる在胎齢矛盾値および生化学マーカ濃度の多変量ガウス分布の一部を形成する第２確率を算出するための手段、
Ｆ）該第１確率と該第２確率の比率である確率を算出するための手段、ならびに
Ｇ）該確率によって該妊婦の試験前危険性を修正することにより該妊婦がもつ該胎児の異常について危険性を出生前に評価するための手段
を含んでなり、該胎児の異常が、トリソミー１８、トリソミー１３および開放性二分脊椎からなる群より選ばれることを特徴とする装置を提供する。
【発明の効果】
【００１３】
本発明の利点は、多数の女性から日常的に収集される情報を利用して胎児異常の検出率を増加できる点にある。
【発明を実施するための最良の形態】
【００１４】
染色体異常やその他の異常には、胎児の成長遅延を示すもの、すなわち胎児の大きさが在胎齢から予測されるほど大きくはないものがある。在胎齢は、最終月経期間日から推定するのが普通である。それはまた、胎児の生物測定によって決定することもできる。通常、生物測定は超音波検査法によって行われるが、核磁気共鳴法のような他の手段でも可能である。
【００１５】
例えば、超音波検査法を利用した生物測定による在胎齢の最も普通の推定は、頭頂葉間の距離、すなわち両頭頂骨直径の測定値から得られる。測定可能なその他の測定値には、頭部から臀部、上腕骨、眼窩間、腹周辺部、耳の大きさ、及び大腿長が含まれる。これらの測定値のうち、妊娠の最初のトリメスター期には頭部から臀部の測定が通常行われ、一方、その他の測定は第２のトリメスター期以降に最も良好に行われる。本発明の方法において超音波検査法を利用して行う好ましい測定は、検出すべき染色体欠陥に依存してある程度は変化する。
【００１６】
最終月経期間から在胎齢を測定する際には、最終月経期間の第１日目からの経過日数を用いて計算を行う。
【００１７】
生物測定によって評価された在胎齢が最終月経期間からの計算値よりも有意に低い場合には、子宮内成長遅延が起こっている可能性がある。しかしながら、このような矛盾を引き起こす原因が他にも存在する場合があり、その最も顕著なものは、最終月経期間日が正確に測定されていない場合である。
【００１８】
本発明の方法は、幅広い範囲にわたる染色体異常を出生前にスクリーニングするために使用することができる。本発明は、エドワーズ症候群（トリソミー１８）、開放性二分脊椎及びパトー症候群（トリソミー１３）の検出に特に有用である。検出可能なその他の異常には、ダウン症候群（トリソミー２１）、ターナー症候群、モノソミーＸ及びクラインフェルター症候群が含まれる。本発明の方法を用いて、個別の異常をスクリーニングすること、或いは異常を一緒にグループとしてスクリーニングすることができる。例えば、本発明によりトリソミー１８と開放性二分脊椎との両方をスクリーニングすることができる。
【００１９】
本発明の方法は、多変量解析法を用いて、１種以上の他のマーカ、例えば母齢、在胎齢並びに／または尿、唾液、脳脊髄液及び特に母親血液試料（血漿または全血）からの血清マーカをはじめとする母親液体の１種以上の成分の測定値と併用することができる。とりわけ、血清マーカのヒト絨毛性ゴナドトロピン（ｈＣＧ）全分子、遊離β−ｈＣＧ及び妊娠関連血漿蛋白Ａの測定値との併用が可能である。測定可能なその他のマーカには、α−フェトプロテイン、非共役エストリオール、プロゲステロン、１６−α−ヒドロキシ−デヒドロエピアンドロステロンスルフェート及びデヒドロエピアンドロステロンスルフェート、インヒビン及びそのサブユニット、シュワンガーシャフト(schwangerschaft) プロテイン１、ｈＣＧの遊離α−サブユニット並びにこれらマーカの前駆体及び代謝物が含まれる。このように、こうしたその他のマーカの１種以上を、本発明の方法において用いられる主要なマーカと共に測定することができる。例えば、本発明の方法は、在胎齢、ｈＣＧ（全分子または遊離α−もしくは遊離β−サブユニット）、妊娠関連血漿プロテインＡ及びα−フェトプロテインを、測定すべきマーカとして併用することができる。
【００２０】
本発明の方法は、妊娠８週目〜２２週目に実施することが適当であり、また１４週目〜２２週目であることが好ましい。
【００２１】
図２は、ヨーロッパ全体の６ヵ所のセンターで実施された医療試験の結果である。これらの結果から、超音波生物測定と最終月経期の参照とによって決定された在胎齢を有する正常な既知の結果を示す妊娠１７６１例が同定された。最終月経期を参照して決定した在胎齢（日数）と生物測定（超音波検査法）により決定した在胎齢（日数）との差〔在胎齢矛盾と称する〕が示す値はほぼガウス分布をしていることがわかる。およそ３日長い平均値は、より多くの女性が在胎齢を間違って過小評価されるよりも間違って過大評価されているという事実と、超音波検査法で決定された日数は、最終月経期間について十分に特徴付けられた日数を有する女性から得られた式から構成されているという事実とを反映している。
【００２２】
染色体やその他の異常が成長遅延と関わりがある場合には、値のガウス分布は左側へシフトする。例えば、トリソミー１８を有する胎児は、平均して約２週間の在胎齢の食い違いを示すことが知られている。この日数の食い違う、重複部分を有する二つの分布を図３に示す。これらの重複している二つの分布は、例えば図１に示したようなα−フェトプロテインのような血清マーカによる分布と完全に類似している。
【００２３】
それゆえ、図１において母親血清α−フェトプロテインについて例示した方法と全く類似した方法で、ある特定の日数の食い違いがトリソミー１８に、または子宮内成長遅延に係わる別の異常に起因する確率を得ることが可能である。
【００２４】
さらに、危険性の多変量計算において、在胎齢の矛盾とその異常に対する別の生化学マーカまたはその他のマーカとを組み合わせることが可能である。というのは、例えば、単純なトリソミー１８妊娠では母親血清ｈＣＧ、非共役エストリオール及びα−フェトプロテインがどれも低くなることが知られているからである。多変量モデルにおいて胎児異常に対する数種類のマーカを組み合わせる原理については、Ｒｅｙｎｏｌｄｓ及びＰｅｎｎｅｙ（Ａｎｎ．Ｃｌｉｎ．Ｂｉｏｃｈｅｍ．，２７，４５２−４５８，１９９０）によって説明されている。
【００２５】
本発明は、トリソミー１８に関して一般的に記述されているが、その他の染色体異常、例えば開放性二分脊椎、三倍体性及びターナー症候群も、子宮内成長遅延と組み合わせられる。これらの異常はどれも母親血清生化学マーカと関連している。用いられる他のマーカは母親血清に限定される必要はなく、羊水中で測定することもできる。
【実施例】
【００２６】
以下の実施例は例示目的で提供されているものであって、本発明がこれらによって限定されると解釈してはならない。
【００２７】
実施例１
英国及びヨーロッパ内の他の場所における多数のセンター試験の一部として、７例のトリソミー１８及び５２１の影響を受けていない母親血清対照試料を同定した。全試料を母親血清α−フェトプロテイン、ｈＣＧ及び非共役エストリオールについて測定した。各場合共、最終月経期間の参照と、両頭頂骨直径の胎児生物測定との両方によって在胎齢を調べた。測定した３種の分析物はどれも在胎齢と共に変化する。対照データから、各週において寄与試料の数を重み付けした週単位の超音波測定在胎値に対して、各妊娠週における影響を受けていない中央値の回帰を行った。α−フェトプロテイン及び非共役エストリオールについては、日数単位の在胎齢に対してＭｏＭ値の自然対数｛ｌｎ（ＭｏＭ）｝の線形回帰の形態をとった。ｈＣＧについては、指数減衰の形態をとった。
【００２８】
これらの回帰方程式を用いて、トリソミー１８の影響を受けた試料と受けていない試料との両方からの各分析物値を、回帰方程式から得られた影響を受けていない在胎日数についての平均値で割り算した。
【００２９】
表１にトリソミー１８の患者の詳細を記載する。表２には、５２１個の対照試料と共にトリソミー１８の患者の統計分析の概要を記載する。対照試料とトリソミー１８の患者との間で標準偏差の統計的に有意な差は存在しなかった。従って、その標準偏差をプールした。在胎齢の食い違いは、最終月経期間由来の在胎日数（ＬＭＰ）−超音波検査由来の在胎日数（ＵＳＳ）として算出した。
【００３０】
表１：トリソミー１８の影響を受けた妊娠をしている女性
【表１】
2005246080.tif 000003
【００３１】
【表２】
2005246080.tif 000004
【００３２】
トリソミー１８の患者と対照との間で在胎齢矛盾の分布に顕著な差があることがわかる。トリソミー１８の患者は、ＬＭＰによる日付よりも超音波生物測定による評価をした場合に平均で１６．１日早い在胎齢を示す。
【００３３】
日数の矛盾は、トリソミー１８の患者と対照試料との両方共にガウス分布に近似していることがわかった。これらのガウス分布を図３に示す。
【００３４】
図３は、図１でダウン症候群の危険を評価する際に母親血清α−フェトプロテインを使用することを例示した類似の方法で、ある特定の在胎齢矛盾がトリソミー１８の値または影響を受けていない値のどちらかの部分を形成する確率が計算できることを示している。
【００３５】
実施例２
在胎齢の食い違いを測定することによって妊娠第２トリメスター期にトリソミー１８を有する子供を持つ個々の女性の危険性を計算する方法を以下に示す。
【００３６】
３７歳の女性について、その年齢に係わる危険性は、疫病学研究、例えばＣｒｏｓｓｌｅｙにより報告されている研究（Ｃｒｏｓｓｌｅｙ  ｅｔ  ａｌ．，Ｐｒｅｎａｔａｌ  Ｄｉａｇｎｏｓｉｓ，１１，ｐ．８３−１０２，１９９１）から得ることができる。
年齢リスク＝１：２４５
【００３７】
この危険性を、以下の表３に示したＵＳＳ及びＬＭＰ由来の在胎齢矛盾の分析から得られた確率に従い修正する。組み合わされた最終の危険性は、危険比率の右側（２４５）をその確率で割り算することによって計算される。
【００３８】
表３：３７歳の女性について第２トリメスターにおけるトリソミー１８に対する先齢関連危険性及び在胎齢矛盾を用いた個別の危険性
年齢リスク＝１：２４５
【表３】
2005246080.tif 000005
【００３９】
実施例３
何らかのスクリーニング試験の有用性は、レシーバー・オペレーティング特性（ＲＯＣ）によって記述すると最良である。これは、感度（ある特定の危険性カットオフレベルで検出されるトリソミー１８の比率）と特異性（トリソミー１８の危険性が高いとして間違って分類される影響を受けていない女性の比率、すなわち偽陽性率）との関係を示す。在胎齢による日数の食い違いを利用したスクリーニング用のＲＯＣ曲線を図４に示す。
【００４０】
表４は、各種の偽陽性率におけるスクリーニング試験の感度を示すこのＲＯＣ曲線から内挿した値を示している。
【００４１】
表４：特定の偽陽性率に対する検出率：トリソミー１８：在胎齢単独
【表４】
2005246080.tif 000006
【００４２】
実施例４
トリソミー１８のスクリーニングには数種類の母親血清生化学マーカを使用することができる。例えば、胎児がトリソミー１８を有する場合には、α−フェトプロテイン、非共役エストリオール、ヒト絨毛性ゴナドトロピン、ヒト絨毛性ゴナドトロピンの遊離β−及びα−サブユニット、妊娠関連胎盤蛋白Ａがどれも妊娠中に減少することが知られている。α−フェトプロテイン濃度は、胎児が関連する神経管欠損をも有する場合には、トリソミー１８の影響を受けた妊娠中に上昇する。
【００４３】
表１に記載したトリソミー１８の患者の中で神経管欠損の影響をも受けている患者はなかった。
【００４４】
α−フェトプロテイン濃度、多重中央値濃度（ＭｏＭ）及びα−フェトプロテインＭｏＭ濃度の自然対数〔ｌｎ（α−フェトプロテインＭｏＭ）〕を表１に示す。トリソミー１８の患者と影響を受けていない対照との両方のα−フェトプロテインのデータの統計的概要を表５に示す。対照とトリソミー１８患者との間の標準偏差または相関関係のいずれにも統計的に有意な差はなかった。従って、相関関係及び標準偏差をプールした。
【００４５】
【表５】
2005246080.tif 000007
【００４６】
トリソミー１８と対照妊娠におけるｌｎ（α−フェトプロテインＭｏＭ）のガウス分布を図５に示す。図１で例示した、母親α−フェトプロテインを用いたダウン症候群のスクリーニングについて記載した方法と同じ方法で、これらのガウス分布によって確率を計算できることがわかる。
【００４７】
スクリーニング時にトリソミー１８の子供を有する個々の女性の危険性の計算について以下に示す。
３７歳の女性の年齢関連危険性＝１：２４５
【００４８】
その危険性を、表６に示したように、ＭｏＭ値で表現した母親血清α−フェトプロテイン濃度の分析から得られた確率によって修正する。最終の組合せ危険性は、危険比率の右側（この場合は２４５）を該確率で割り算することによって計算される。
【００４９】
表６：３７歳の女性の第２トリメスターにおけるトリソミー１８に対する先齢関連危険性１：２４５及び母親血清α−フェトプロテインを用いた個別の危険性
【表６】
2005246080.tif 000008
【００５０】
母親血清α−フェトプロテインを用いたトリソミー１８をスクリーニングするためのＲＯＣ曲線を図６に示す。表７は、各種偽陽性率におけるスクリーニング試験の感度を示すこのＲＯＣ曲線からの内挿値を示す。
【００５１】
表７：特定の偽陽性率に対する検出率；トリソミー１８；母親血清α−フェトプロテイン単独
【表７】
2005246080.tif 000009
【００５２】
実施例５
スクリーニング試験を組み合わせる最適方法は、単変量ではなく多変量のガウス分布から確率を算出することによってそれらを同時に用いる方法である。ダウン症候群の危険性評価を計算する際に多変量ガウス分布を使用することについては、Ｒｅｙｎｏｌｄｓ（Ａｎｎａｌｓ  ｏｆ  Ｃｌｉｎｉｃａｌ  Ｂｉｏｃｈｅｍｉｓｔｒｙ，２７，４５２−４５８，１９９０）によって記載されている。
【００５３】
スクリーニングマーカ間の相関関係を知り、それらの依存性を考慮する必要がある。表２及び表５の中の統計パラメーターは、平均値及び標準偏差並びにｌｎ（α−フェトプロテインＭｏＭ）と在胎齢矛盾との相関を示している。
【００５４】
例として、各種濃度の母親α−フェトプロテインと様々な在胎齢日数矛盾とを示す３７歳の女性に割り当てられる危険性を表８に示す。
【００５５】
表８：第２トリメスター期において母齢危険性１：２４５とα−フェトプロテイン及び在胎齢矛盾とを併用した、トリソミー１８についての３７歳の女性の個々の危険性
３７歳の女性の年齢関連危険性＝１：２４５
【表８】
2005246080.tif 000010
【００５６】
実施例６
実施例５での危険性の評価は、一般母集団における日常スクリーニング試験として適用した場合のこのような試験の性能については考慮していない。このような状況では、疾病の発生率を一般母集団の中で考慮しなければならない。このような評価は、妊娠齢分布にわたり在胎齢矛盾と母親血清α−フェトプロテインとの２変量ガウス分布を積分することによって得ることができる。トリソミー１８の年齢関連危険性は母親の年齢と共に変化し、また年齢関連危険性因子は、疫病学研究を基に公表されている。例えば、ＣｒｏｓｓｌｅｙらのＰｒｅｎａｔａｌ  Ｄｉａｇｎｏｓｉｓ（１１，８３−１０２，１９９０）を参照されたい。
【００５７】
１９８６年〜１９８８年間のイングランドとウェールズにおける妊娠齢分布（人口調査局、出生統計１９８７−１９８９、ＨＭＳＯ）を平均し、そしてこの研究の基準母集団として用いた。統計パッケージＭＩＮＩＴＡＢ（商品名）ソフトウエアを利用して、影響を受けていない母集団とトリソミー１８の影響を受けた母集団とについて、表２及び表５に記載した統計パラメーターによる１０，０００試料の２変量ガウス分布の反復組を発生させた。在胎齢矛盾のみを使用した確率と、母親血清α−フェトプロテインのみを使用した確率とを計算し、そしてＲｅｙｎｏｌｄｓ及びＰｅｎｎｅｙ（Ａｎｎａｌｓ  ｏｆ  Ｃｌｉｎｉｃａｌ  Ｂｉｏｃｈｅｍｉｓｔｒｙ，２７，４５２−４５８，１９９０）によって記載されている原理と表２及び表５に記載した統計パラメーターとに従い両方の試験を組み合わせて使用した。ある範囲の危険カットオフレベル（これ以下では女性は羊水穿刺及び胎児核型の診断試験を受けるに十分に高い危険性にあると見なされる）について模擬スクリーニング性能を評価した。各母齢について、確率（それ以下ではその年齢における女性はスクリーニング陽性である）を算出した。次いで、この限界値の上の影響を受けていない妊娠と受けている妊娠とについて確率の比率を計算した。これらの数値は、影響を受けていない妊娠とトリソミー１８の影響を受けている妊娠とのそれぞれについて、カットオフ（スクリーニング陽性）よりも高い危険性にある特定齢の女性のパーセントを表している。これらの比率に、その母齢における影響を受けていない妊娠とトリソミー１８の影響を受けている妊娠との実際の数を乗じると、実際の女性の数が得られた。この手順をすべての母齢について反復し、そして各母齢における数を合計することによってスクリーニング陽性である影響を受けた女性と受けていない女性との数を得た。
【００５８】
これらのデータは、検出率（カットオフ値よりも高い危険性を有するトリソミー１８の影響を受けている妊娠女性の比率）と、対応する偽陽性率（カットオフ値よりも高い危険性を有する影響を受けていない妊娠の比率）との推定値を提供した。
【００５９】
このようなデータによって、イングランドとウェールズにおけるすべての妊婦に試験を日常的に適用したならば、スクリーニング陽性率と検出率との関係を示すＲＯＣ曲線を構築することができる。このＲＯＣ曲線を図７に示す。このＲＯＣ曲線は、このようにマーカを組み合わせた場合に、同じ偽陽性率に対して検出率がさらに増加することを例示している。ある特定の偽陽性率に対する外挿検出率を以下の表９に示す。
【００６０】
表９：特定の偽陽性率におけるトリソミー１８の検出率
【表９】
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【００６１】
こうして、例えば、該試験を一般母集団に日常的に適用すると、トリソミー１８の患者の９２．２％を同定することができ、一方、羊水穿刺及び胎児核型は最も高い危険性でも母集団のわずか２％に実施されるにすぎない。
【００６２】
実施例７：他の血清分析物を用いた拡張
トリソミー１８の影響を受けている妊娠では、母親血清ｈＣＧと母親血清非共役エストリオールが低下することが知られている。表１にさらに情報を加えた表１０は、この研究におけるトリソミー１８患者の中の母親血清ｈＣＧと母親血清非共役エストリオールの濃度を個別に示す。表１１は、この研究での影響を受けていない妊娠とトリソミー１８の影響を受けている妊娠との両方における母親血清ｈＣＧの自然対数｛ｌｎ（ｈＣＧ  ＭｏＭ）｝及び母親血清非共役エストリオールの自然対数｛ｌｎ（共役エストリオール  ＭｏＭ）｝についての統計分布を示す。
【００６３】
表１０：トリソミー１８の影響を受けている妊娠女性
【表１０】
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【００６４】
表１１：プールした標準偏差を用いたトリソミー１８患者及び対照のｈＣＧ及び非共役エストリオールの統計パラメーター
【表１１】
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【００６５】
図８及び図９は、それぞれｌｎ（ｈＣＧ  ＭｏＭ）とｌｎ（非共役エストリオール）のガウス分布を示している。どちらも、このような母親血清マーカを在胎齢矛盾と一緒に多変量ガウスモデルに導入して確率を算出するさらなる潜在性を例示している。多数のスクリーニングマーカの数学的組合せについては、Ｒｅｙｎｏｌｄｓ及びＰｅｎｎｅｙのＡｎｎａｌｓ  ｏｆ  Ｃｌｉｎｉｃａｌ  Ｂｉｏｃｈｅｍｉｓｔｒｙ（２７，４５２−４５８，１９９０）に詳しく記載されている。
【００６６】
多変量モデルにおいてその他の母親血清または胎児生物測定値を在胎齢矛盾と共に導入してスクリーニング性能をさらに改善することもできる。
【００６７】
実施例８：開放性二分脊椎のスクリーニング
上記診療試験の一部として２５例の開放性二分脊椎を検査した。実施例１に記載したように患者と対照との両方について母親血清α−フェトプロテインを測定してＭｏＭ値を計算した。表１２は、開放性二分脊椎の患者に関する個別のデータを示す。表１３は、在胎齢矛盾の分布と母親血清α−フェトプロテインＭｏＭの自然対数｛ｌｎ（α−フェトプロテイン）｝との統計的概要を示している。開放性二分脊椎の患者と対照との間の標準偏差または相関関係のいずれかに統計的に有意な差はなかったので、その相関関係と標準偏差をプールした。
【００６８】
表１２：開放性二分脊椎の影響を受けた妊娠女性
【表１２】
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【００６９】
【表１３】
2005246080.tif 000015
ＯＳＢ＝開放性二分脊椎
ＳＤ  ＝標準偏差
【００７０】
図１０は、開放性二分脊椎と影響を受けていない対照妊娠との在胎齢矛盾の分布を示している。明らかに、開放性二分脊椎の胎児は有意に小さい両頭頂骨直径を示すので、超音波検査で推定した在胎齢は対照妊娠の場合よりも低い。
【００７１】
実施例１においてトリソミー１８に対して使用したのと同様に、在胎齢の食い違いを開放性二分脊椎用のマーカとして使用することができる。
【００７２】
開放性二分脊椎用の母親血清マーカとして母親血清α−フェトプロテインが多年にわたり用いられている。この研究で見いだされたｌｎ（α−フェトプロテイン  ＭｏＭ）の分布を図１１に示す。データは以前より公表されているデータによる。
【００７３】
実施例９：個々の二分脊椎の危険性の推定
開放性二分脊椎の背景的危険性は一時的に、地理的に、また人種的に変化する。さらに、様々な遺伝的、社会的及び栄養的な危険決定因子の存在が知られている。実際には、地方の疫病調査を使用して背景的（試験前）危険性を決定する。この実施例では、この背景的危険性は１：５００と仮定する。
【００７４】
この背景的危険性を、ＵＳＳとＬＭＰとの間の在胎齢矛盾の分析から得られた確率、母親血清α−フェトプロテインの分析から得られた確率、或いは両方のマーカを２変量組合せにおいて使用することによって修正する。最終危険性は、危険比率の右側（この場合５００）を確率で割り算することによって計算される。在胎齢矛盾と母親血清α−フェトプロテインＭｏＭとを単独で用いた場合と組み合わせた場合の各種修正危険性を表１４に示す。
【００７５】
表１４：α−フェトプロテインと在胎齢矛盾及び試験前危険性（発生率）１：５００を用いた開放性二分脊椎の個々の危険性
【表１４】
2005246080.tif 000016
【００７６】
実施例１０：日常の母集団スクリーニング性能の推定
集団全体に適用した場合の開放性二分脊椎試験の予想される性能は、実施例６でトリソミー１８に対するスクリーニングについて例示したのと同様の方法で推定することができるが、但しその発生率は母齢とは関係がないので、母齢分布にわたって積分する必要はない。影響を受けていない母集団と開放性二分脊椎の影響を受けた母集団とについて、表１３に記載した統計パラメーターによる１０，０００試料の２変量ガウス分布の反復組を発生させた。在胎齢矛盾のみを使用した確率と、母親血清α−フェトプロテインのみを使用した確率とを計算し、そして両方の試験を組み合わせた。ある範囲の危険カットオフレベル（これ以下では女性は羊水穿刺及び／または胎児脊椎の詳細な超音波検査の診断試験を受けるに十分に高い危険性にあると見なされる）について模擬スクリーニング性能を推定した。それ以上では女性がスクリーニング陽性となる確率を算出した。次いで、影響を受けていない妊娠と受けている妊娠とのデータから、この限界値の上の影響を受けていない妊娠と受けている妊娠とについて確率の比率を計算した。これらの比率は、影響を受けていない妊娠と開放性二分脊椎の影響を受けている妊娠とのそれぞれについて、カットオフ（スクリーニング陽性）よりも高い危険性にある女性のパーセントを表している。これらの比率に、その母齢における影響を受けていない妊娠と開放性二分脊椎の影響を受けている妊娠との総数を乗じると、実際の女性の数が得られた。この手順を、ある範囲の危険カットオフ値について反復した。
【００７７】
これらのデータは、検出率（カットオフ値よりも高い危険性を有する開放性二分脊椎の影響を受けている妊娠女性の比率）と、対応する偽陽性率（カットオフ値よりも高い危険性を有する影響を受けていない妊娠の比率）との推定値を提供した。このような値によって、イングランドとウェールズにおけるすべての妊婦に試験を日常的に適用したならば、スクリーニング陽性率と検出率との関係を示すＲＯＣ曲線を構築することができる。このＲＯＣ曲線を図１２に示す。このＲＯＣ曲線は、在胎齢矛盾（ＧＡ）単独で、母親血清α−フェトプロテイン単独で、または両方の組合せで予想された検出率を例示している。ある特定の偽陽性率に対する外挿検出率を以下の表１５に示す。
【００７８】
表１５：特定の偽陽性率における開放性二分脊椎の検出率
【表１５】
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【００７９】
表１５は、開放性二分脊椎のマーカとして在胎齢矛盾と母親血清α−フェトプロテインとの両方を組み合わせると、これらいずれか一方を単独で用いた試験よりも良好であることを示している。例えば、母親血清α−フェトプロテイン単独では最も高い危険性における母集団の１％において開放性二分脊椎の患者の９１％を同定することができるが、一方、在胎齢矛盾を加えると、同じ１％のスクリーニング陽性率を維持しながら９４％まで増加させることができる。
【００８０】
最も高い危険性における女性に対して実施されるさらなる普通の診断試験は、羊水穿刺及び羊水α−フェトプロテインの測定である。羊水α−フェトプロテインの測定は高感度試験ではあるが、若干数ではあるがしかし有意な数の女性が偽陽性の結果を得る。このことは、影響を受けていない健康な子供の成長を誤って実際に停止終了させることになりかねないので特に問題である。羊水α−フェトプロテインと共に２変量危険性計算で在胎齢の食い違いを使用することは、こうした誤りの発生率を低下させる上でもまた有益となるであろう。
【図面の簡単な説明】
【００８１】
【図１】ダウン症候群の妊娠（曲線１）と正常の妊娠（曲線２）において母親血清α−フェトプロテインの分布を示すα−フェトプロテインＭｏＭ（対数スケール）に対して度数をプロットしたグラフである。
【図２】在胎齢の日数差の食い違いに対して度数パーセントをプロットしたグラフである。
【図３】トリソミー１８の影響を受けた妊娠（曲線３）と受けていない妊娠（曲線４）との間の差を示す、相対度数と在胎齢差をプロットしたグラフである。
【図４】偽陽性率に対してトリソミー１８の検出率をプロットしたグラフである。
【図５】α−フェトプロテインの多重中央値（対数スケール）に対して相対度数をプロットしたグラフである。
【図６】偽陽性率に対してトリソミー１８の検出率をプロットしたグラフである。
【図７】スクリーニング陽性率に対してトリソミー１８の検出率をプロットしたグラフである。
【図８】ｈＣＧの多重中央値（対数スケール）に対して相対度数をプロットしたグラフである。
【図９】非共役エストリオールの多重中央値（対数スケール）に対して相対度数をプロットしたグラフである。
【図１０】ＬＭＰ−ＵＳＳ（日数）に対して相対度数をプロットしたグラフである。
【図１１】α−フェトプロテインの多重中央値（対数スケール）に対して相対度数をプロットしたグラフである。
【図１２】スクリーニング陽性率に対して開放性二分脊椎の検出率をプロットしたグラフである。
【図１】
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【図２】
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【図３】
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【図４】
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【図５】
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【図６】
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【図７】
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【図８】
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【図９】
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【図１０】
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【図１１】
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【図１２】
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