ES2210266T3 - Aparato para detectar el sindrome de down por medio de un examen no invasivo de sangre materna. - Google Patents
Aparato para detectar el sindrome de down por medio de un examen no invasivo de sangre materna.Info
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Abstract
UN APARATO PARA DETERMINAR SI UNA MUJER EN ESTADO TIENE PELIGRO SIGNIFICATIVO DE LLEVAR UN FETO CON EL SINDROME DE DOWN. SE MIDEN LOS NIVELES DE SANGRE MATERNAL DE LA MUJER EN ESTADO, RELATIVOS A LA SUBUNIDAD LIBRE BETA DE GONADOTROPINA CORIONICA. EL NIVEL DE LA SUBUNIDAD DE BETA LIBRE DE GONADOTROPINA CORIONICA, INDIVIDUALMENTE O CON OTROS MARCADORES, PUEDE COMPARARSE CON DATOS DE REFERENCIA. SE DESCRIBE UN APARATO COMPUTERIZADO PARA HALLAR LA DETERMINACION PREFERENTEMENTE USANDO UNA FUNCION DE DENSIDAD DE PROBABILIDADES, GENERADA DESDE UN CONJUNTO DE DATOS DE REFERENCIA MEDIANTE UN PROCEDIMIENTO DE ANALISIS DISCRIMINANTE LINEAL.
Description
Aparato para detectar el síndrome de Down por
medio de un examen no invasivo de sangre materna.
La presente invención se refiere a la detección
del síndrome de Down fetal (trisomía 21) durante un examen prenatal
y también se refiere a otras trisomías cromosómicas más raras pero
detectables tales como la trisomía 13 y la trisomía 18. Más
particularmente, la presente invención se refiere a una mejora de
la eficacia de detección en el examen del síndrome de Down por medio
de la medición de la cantidad de la subunidad beta libre de la
gonadotropina coriónica humana (hCG) en la sangre de mujeres
embarazadas.
El síndrome de Down, también denominado trisomía
21, es la causa congénita más común de retraso mental grave. En
general, el síndrome de Down fetal puede determinarse por un
procedimiento de diagnóstico que incluye amniocentesis y
determinación del cariotipo. Sin embargo, este procedimiento de
diagnóstico es invasivo e implica riesgos para las mujeres y los
fetos. La amniocentesis y la determinación del cariotipo no se
realizan rutinariamente durante todos los embarazos. En su lugar,
pueden utilizarse uno o más métodos de selección para determinar
cuándo el riesgo del embarazo justifica el riesgo de someterse a un
procedimiento de diagnóstico invasivo.
La incidencia del síndrome de Down aumenta
significativamente al aumentar la edad materna. Históricamente, el
examen prenatal para detectar el síndrome de Down se ha centrado en
mujeres embarazadas con una edad de 35 años o más, edades en las que
el riesgo de síndrome de Down se aproxima o excede el riesgo de los
procedimientos de diagnóstico utilizados para detectar el síndrome
de Down fetal. Por lo tanto, el método convencional de examen
prenatal ha implicado la selección de mujeres para amniocentesis de
diagnóstico basada en la edad materna. Sin embargo, la edad es un
criterio de selección inadecuado, ya que por medio de la realización
de amniocentesis y del cariotipo en el 5% de las mujeres
embarazadas con un índice máximo de riesgo, es decir, las que tienen
35 años o más, sólo puede detectarse aproximadamente un 20% de
todos los embarazos con síndrome de Down. Además, como en la
práctica clínica real sólo aproximadamente la mitad de las mujeres
con 35 años o más se somete a amniocentesis y a la determinación
del cariotipo, se detectan antes del nacimiento menos del 10% de
los embarazos con síndrome de Down.
En 1984 se descubrió una asociación entre la
reducción de los niveles de alfa fetoproteína (AFP) en sangre
materna y el síndrome de Down fetal. Por ejemplo, véase "An
association between low maternal serum
alpha-fetoprotein and fetal chromosomal
abnormalities"; Merkatz, Macri, et al.; Am. J. Obstet.
Gynecol. 148:886, 1984; cuya descripción se incorpora en el presente
documento como referencia. En esta publicación se indicó que otras
trisomías cromosómicas, en particular la trisomía 13 y la trisomía
18, también estaban asociadas con la reducción de los niveles de AFP
en la sangre materna. La incidencia de estas trisomías cromosómicas
adicionales (1 de 5000 embarazos y 1 de 6600 embarazos,
respectivamente) es significativamente menor que el riesgo a
priori general asociado con la trisomía 21 (síndrome de Down).
Sin embargo, debido a la asociación de estas otras trisomías
cromosómicas con la reducción de los niveles de MSAFP, también se
detectarán tales anormalidades dentro de un protocolo de selección
que utiliza la AFP en sangre materna y la subunidad beta libre de la
hCG y posiblemente marcadores adicionales descritos en este
documento. Será evidente para los especialistas en la técnica que
por medio del uso del protocolo descrito en este documento para la
trisomía 21, también puede conseguirse la detección de la trisomía
13 y 18. La asociación entre la reducción de los niveles de AFP en
sangre materna y el síndrome de Down fetal presentó la oportunidad
de usar un ensayo de selección en sangre no invasivo en la
detección de casos de síndrome de Down en familias jóvenes y
aparentemente no afectadas en las que se produce aproximadamente un
80% de los casos de síndrome de Down. Se estima que el uso de un
ensayo de selección basado en un bajo nivel de AFP en sangre
materna (como marcador de selección) conduciría a la detección
prenatal de aproximadamente un 20% de todos los casos de síndrome de
Down fetal.
Otro método de selección implica medir el nivel
de estriol no conjugado (UE) en sangre materna. Por ejemplo, véase
"Maternal blood screening for Down syndrome in early
pregnancy"; Wald, et al. British Journal of Obstetrics and
Gynecology (BMJ), volumen 95, Abril de 1988, cuya descripción se
incorpora en este documento como referencia. Sin embargo, la
medición de UE proporciona una base deficiente para la
selección.
Más recientemente, se descubrió una asociación
entre los niveles elevados de hCG en sangre materna, el nivel
elevado de la subunidad alfa de la hCG en sangre materna (la hCG se
compone de dos subunidades, denominadas en lo sucesivo
alfa-hCG y beta-hCG,
respectivamente) y el síndrome de Down fetal. Por ejemplo, véase
"Abnormal Maternal Serum Chorionic Gonadotropin Levels in
Pregnancies with Fetal Chromosome Abnormalities"; Bogart, Pandian
and Jones; Prenatal Diagnosis, Vol. 7, 623-630
(1987) cuya descripción se incorpora en este documento como
referencia. En el artículo de Bogart se estima que el uso de
niveles elevados de hCG en sangre materna y de niveles elevados de
la subunidad alfa de hCG en sangre materna, detectaría
aproximadamente un 68% de los fetos cromosómicamente anormales. Sin
embargo, estos resultados se obtuvieron a partir de un estudio sobre
embarazos a las 18-25 semanas de gestación y los
casos afectados parecían ser de mujeres previamente identificadas
como mujeres con riesgo de un embarazo con síndrome de Down.
Generalmente, como se ha sugerido anteriormente,
la selección por medio de la evaluación de la hCG en sangre materna
ha implicado sólo la medición de la hCG en general y además la
medición de la alfa-hCG. Aunque estos métodos de
selección detectan el síndrome de Down fetal, existe la necesidad y
el deseo de un método que detecte un mayor porcentaje de casos con
síndrome de Down fetal.
El documento
JP-A-54-126723
describe la preparación de anticuerpos específicos contra hCG y
contra la subunidad \beta de la hCG.
La invención hace uso del descubrimiento de una
asociación previamente desconocida entre los niveles elevados de
beta-hCG libre en sangre materna y el síndrome de
Down fetal, entre el nivel de beta-hCG libre en
sangre materna y el nivel de AFP en sangre materna y el síndrome de
Down, y entre la relación del nivel de beta-hCG
libre en sangre materna con el nivel de la molécula de hCG intacta
en sangre materna y el síndrome de Down fetal. La invención también
demuestra que usando una técnica de análisis discriminatorio
multivariante se mejora la eficacia de detección de un método de
selección usando el nivel de beta-hCG libre en
sangre materna, o el nivel de beta-hCG libre en
sangre materna y el nivel de AFP en sangre materna, o el logaritmo
de cualquiera de los dos, o el logaritmo de ambos, especialmente
cuando también se incorpora la edad gestacional como variable en la
técnica de análisis discriminatorio, para un nivel de límite de
riesgo elegido. La edad gestacional se refiere a la edad del feto
de la mujer embarazada. La eficacia de detección se refiere al
porcentaje de casos de síndrome de Down fetal que se detectan
correctamente para un nivel de limite de riesgo elegido. El nivel de
límite de riesgo se explicará con más detalle en la siguiente
sección. El análisis discriminatorio es una estrategia conocida
generalmente de análisis multivariante que implica la separación de
una población en dos o más grupos por una evaluación del riesgo
univariante. El análisis discriminatorio algunas veces también se
describe como una forma para construir una combinación lineal de
variables independientes, que reduce de esta manera el problema de
medir diferencias de grupos en un problema univariante. El análisis
discriminatorio también puede realizarse cuando sólo hay una
variable implicada en un problema. Puede encontrarse un descripción
general del análisis discriminatorio en Marketing Research;
Churchill, G.A.; Dryden, 1976; Capítulo 15, páginas
530-543, cuya descripción se incorpora en este
documento como referencia. He descubierto que al someter los
niveles de beta-hCG libre en sangre materna, los
niveles de hCG intacta en sangre materna, la relación del nivel de
beta-hCG libre en sangre materna con el nivel de la
molécula intacta de hCG en sangre materna, el nivel de AFP en
sangre materna, el nivel de UE en sangre materna y la edad
gestacional a un análisis discriminatorio multivariante, se detecta
un mayor porcentaje de casos de síndrome de Down fetal que con
cualquier otro método de selección conocido para la detección
prenatal del síndrome de Down, con una menor proporción de falsos
positivos. Además, he descubierto que puede detectarse un número aún
mayor de casos de síndrome de Down fetal usando sólo las mediciones
de los niveles de beta-hCG libre en sangre materna
y los niveles de AFP en sangre materna y sometiendo el log de cada
medición y la edad gestacional a un análisis discriminatorio
multivariante. Estos y otros descubrimientos se explicarán con más
detalle en la sección del sumario de la invención y en la sección
de descripción detallada de la invención.
Otro objeto de la presente invención es
proporcionar un aparato para investigar el síndrome de Down fetal
que detecte un mayor porcentaje de casos de síndrome de Down fetal
con una proporción dada de falsos positivos en comparación con otros
métodos de selección prenatal conocidos.
Otro objeto de la presente invención es
proporcionar un aparato para la selección del síndrome de Down
fetal que tenga una menor proporción de falsos positivos para un
porcentaje de detección dado que otros métodos conocidos.
Otro objeto de la presente invención es aplicar
aparatos de análisis discriminatorio multivariante para investigar
el síndrome de Down para detectar un mayor porcentaje de casos de
síndrome de Down fetal con una menor proporción de falsos
positivos.
Otro objeto de la presente invención es
proporcionar un aparato para investigar el síndrome de Down fetal
midiendo el nivel de beta-hCG libre en sangre
materna.
Otro objeto de la presente invención es
proporcionar un aparato para investigar el síndrome de Down fetal
midiendo el nivel de AFP en sangre materna y el nivel de
beta-hCG libre en sangre materna.
Otros objetos y ventajas de la presente invención
se harán evidentes en la siguiente descripción de la invención.
Para conseguir estos y otros objetos, de acuerdo
con la presente invención se miden los niveles de
beta-hCG libre en el suero materno de una mujer
embarazada (en los sucesivo la paciente) por métodos inmunológicos
convencionales que pueden incluir técnicas de inmunoensayo tales
como las mencionadas en los documentos anteriores, y otras técnicas
conocidas en la técnica. El nivel de beta-hCG libre
después se compara con una serie de datos de referencia para
determinar el riesgo de la paciente de llevar un feto con síndrome
de Down. Para mejorar la eficacia de detección, el nivel de
beta-hCG libre y la edad gestacional pueden
compararse con una serie de datos de referencia. Para mejorar
adicionalmente la eficacia de detección, se miden los niveles de
beta-hCG libre y de AFP (denominados
"marcadores") en sangre materna de la paciente por métodos
inmunológicos convencionales, que incluyen técnicas de ensayo
conocidas en la técnica tales como las mencionadas en los documentos
anteriores. Los niveles de cada marcador después se comparan con
una serie de datos de referencia para determinar el riesgo de la
paciente de llevar un feto con síndrome de Down. Se usa una técnica
de análisis discriminatoria multivariante para comparar los niveles
de los marcadores con respecto a una serie de datos de referencia.
Más particularmente, después se calcula el riesgo específico de una
paciente usando la regla de Bayes, el riesgo a priori de la
paciente, y las frecuencias relativas de embarazos afectados y no
afectados que se determinan por la incorporación del logaritmo de
los niveles cuantitativos en la paciente de cada marcador en las
funciones de densidad de probabilidad para los datos de referencia
desarrollados usando un análisis discriminatorio multivariante. Si
el riesgo de la paciente de llevar un feto con síndrome de Down es
mayor que un nivel de límite de riesgo dado, debe aconsejarse a la
paciente que se someta a ensayos de diagnóstico adicionales para
confirmar la presencia de síndrome de Down. La incorporación de la
edad gestacional como marcador junto con el nivel de
beta-hCG libre y el nivel de AFP en sangre materna
mejorará adicionalmente la eficacia de la detección. Como el nivel
de beta-hCG libre en sangre materna y el nivel de
AFP en sangre materna en varias muestras tiende a distribuirse de
acuerdo con una curva de distribución logarítmica gausiana, la
mayor eficacia de detección puede conseguirse incorporando el
logaritmo de los niveles cuantitativos de la paciente de cada
marcador y la edad gestacional en las funciones de densidad de
probabilidad para los datos de referencia desarrollados usando un
análisis discriminatorio multivariante.
Una ventaja del aparato de la presente invención
es que predice correctamente un mayor porcentaje de casos con
síndrome de Down fetal, con una menor proporción de falsos
positivos que otros métodos y procesos conocidos.
Otras ventajas de la presente invención serán
evidentes tras la siguiente descripción más detallada y los
siguientes ejemplos.
La fig. 1 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra el nivel de significado de
marcadores individuales para la trisomía 21.
La fig. 2 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra la eficacia de selección de
marcadores individuales en el síndrome de Down.
La fig. 3 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra la eficacia de selección de
marcadores compuestos en el síndrome de Down.
La fig. 4 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra la proporción de casos con
síndrome de Down por encima de los percentiles dados de distribución
de la subunidad beta libre de la hCG en embarazos no afectados.
La fig. 5 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra la eficacia de marcadores
individuales en el síndrome de Down.
La fig. 6 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra la eficacia de selección
del log de AFP y el log de la subunidad beta de hCG en el síndrome
de Down como un marcador compuesto a diferentes intervalos de
edades gestacionales.
La fig. 7 es un tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 2, que muestra la eficacia de selección
proyectada en el síndrome de Down de la AFP, la
beta-hCG libre y la edad materna a lo largo de los
Estados Unidos.
La fig. 8, a la que se hace referencia en el
ejemplo 2, muestra los niveles de subunidad beta libre de hCG en
casos de trisomía 21 en relación con diversos percentiles de los
embarazos no afectados.
La fig. 9, a la que se hace referencia en el
ejemplo 2, muestra las distribuciones de los niveles de la
subunidad beta libre de hCG.
La fig. 10 es una tabla, a la que se hace
referencia en el ejemplo 3, que muestra la eficacia de selección en
el síndrome de Down para una diversidad de combinaciones de
marcadores.
La fig. 11 muestra el aparato de la presente
invención utilizado para realizar el método para detectar el
síndrome de Down.
Las figs. 12 y 13 muestran un diagrama de proceso
de un programa de ordenador para calcular los parámetros de
referencia para uso junto con la determinación del riesgo
específico de una paciente de llevar un feto afectado.
La fig. 14 muestra un diagrama de proceso para un
programa de ordenador que utiliza los parámetros de referencia
calculados en el programa mostrado en las figs. 12 y 13 para
determinar el riesgo específico de la paciente de llevar un feto
afectado.
En una realización de la presente invención, se
toma una muestra de sangre materna de una paciente. Después se mide
el nivel de beta-hCG libre en la sangre materna por
métodos analíticos convencionales, tales como métodos inmunológicos
conocidos en la técnica. El nivel de beta-hCG libre
en la sangre materna después se compara con una serie de datos de
referencia para determinar si la paciente tiene un mayor riesgo de
llevar un feto con síndrome de Down. Para aumentar la eficacia de
detección, la edad gestacional y el nivel de
beta-hCG libre en la sangre materna pueden
compararse con una serie de datos de referencia para determinar si
la paciente tiene un mayor riesgo de llevar un feto con síndrome de
Down.
Aunque cualquiera de los métodos analíticos
conocidos para medir el nivel de beta-hCG libre en
sangre materna funcionará en la presente invención, como será
evidente para un especialista en la técnica, el método analítico
usado para la beta-hCG libre debe ser el mismo
método usado para generar los datos de referencia para la
beta-hCG libre. Si se usa un nuevo método analítico
para la beta-hCG libre, debe generarse una nueva
serie de datos de referencia basándose en los datos creados con el
método.
También se entenderá generalmente que para
generar anticuerpos monoclonales específicos para la cadena beta de
hCG, algunos anticuerpos serán específicos para la proteína y otros
serán específicos para los sitios antigénicos asociados con
carbohidratos. La medición del nivel de beta-hCG
libre mencionado a lo largo de la descripción de la invención
incluye el uso de anticuerpos específicos para la proteína o los
sitios antigénicos asociados con carbohidratos o cualquier otro
sitio de la beta-hCG libre.
Además, los especialistas habituales en la
técnica entenderán que aunque la subunidad alfa libre de la hCG
está codificada por un solo gen, la subunidad beta libre está
codificada por una familia compleja de al menos siete genes o
seudogenes muy similares. Por ejemplo, véase "Human chorionic
gonadotropin beta-subunit is encoded by at least
eight genes arranged in tandem and inverted pairs", Boorstein,
Vamvakopoules, & Fiddes; Nature Vol 300, 2 de diciembre de 1982;
cuyas enseñanzas se incorporan en este documento como referencia.
Se sabe que sólo tres de los siete genes de la beta hCG libre se
expresan en la producción placentaria normal de la beta hCG libre.
Por ejemplo, véase "Fragmentation of the
Beta-Subunit of Human Chorionic Gonadotropin
Produced by Choriocarcinoma"; Nishimura, Ide, Utsunomiya,
Kitajima, Yuki y Mochizuki; Endocrinology, Vol. 123, Nº. 1, 1988;
cuyas enseñanzas se incorporan en este documento como referencia.
No se ha determinado si estos mismos tres genes se expresan en
estados de enfermedad tales como durante la presencia del síndrome
de Down fetal. Por lo tanto, es posible que se sinteticen múltiples
formas de la beta hCG libre con pequeñas diferencias en las
secuencias de aminoácidos, u otras diferencias pequeñas. También es
posible que en el síndrome de Down se expresen uno o más de los
genes de la beta hCG libre, produciendo de esta forma una sola
variante o variantes de beta hCG libre. De acuerdo con la presente
invención, estas variantes, si existen, se miden por técnicas
inmunológicas convencionales para medir la beta hCG libre. Un ensayo
producido para medir la variante específica o las variantes de la
beta hCG libre asociadas con el síndrome de Down, si es el caso,
puede mejorar aún más la eficacia de detección.
Hemos usado eficazmente técnicas de ensayo de
anticuerpos monoclonales para medir la subunidad beta libre de la
hCG para distinguir entre los embarazos afectados y no afectados
por la trisomía 21. Se ha conseguido una eficacia de detección de la
trisomía 21 tan alta como de un 83%. Como es bien conocido para los
especialistas en la técnica, el uso de anticuerpos para cuantificar
analitos específicos puede producir grados de reactividad cruzada
con una substancia distinta aunque similar. Por lo tanto, la
distinción entre los casos afectados y no afectados puede deberse a
la presencia de una forma distinta de la subunidad beta libre de la
hCG que, debido a algún grado de reactividad cruzada con los
anticuerpos que se están usando, se está detectando. Si se
identifica tal forma aberrante de la subunidad beta libre de la
hCG, puede designarse como una nueva substancia bioquímica. De
hecho, la información de la bibliografía científica indica que se
han reconocido formas aberrantes de la beta hCG (por ejemplo, véase
Nishimura et al. infra.)
Los casos afectados por la trisomía 21 también
pueden caracterizarse por una forma aberrante de la subunidad beta
libre de la hCG. Si la trisomía 21 se caracteriza por la producción
de una forma aberrante de la subunidad beta libre de la hCG, los
especialistas en la técnica podrán crear anticuerpos específicos
contra tales formas aberrantes que pueden mejorar adicionalmente la
eficacia de detección de este síndrome.
Los datos de referencia reflejan el nivel de
beta-hCG libre en sangre materna para mujeres
embarazadas que llevan fetos con síndrome de Down (también
denominadas "afectadas") y/o el nivel de
beta-hCG libre en sangre materna para mujeres
embarazadas que llevan fetos normales (también denominadas "no
afectadas"). Como se entenderá generalmente por los especialistas
en la técnica, los métodos para investigar el síndrome de Down
fetal son procesos de toma de decisiones por comparación. Para
cualquier proceso de toma de decisiones, se necesitan valores de
referencia basados en pacientes que tienen la enfermedad o afección
de interés y/o pacientes que no tienen la enfermedad o afección de
interés. En la presente invención, los valores de referencia son el
nivel del marcador o marcadores medidos en sangre materna, por
ejemplo, la beta-hCG libre, tanto en mujeres
embarazadas que llevan fetos con síndrome de Down como en mujeres
embarazadas que llevan fetos normales. Se establece una serie de
datos de referencia recogiendo los valores de referencia para
varias muestras. Como será evidente para los especialistas en la
técnica, la serie de datos de referencia mejorará al incluir números
crecientes de valores de referencia.
Para determinar si la paciente tiene un mayor
riesgo de llevar un feto con síndrome de Down, debe establecerse un
límite. Es evidente para los especialistas en la técnica que un
límite establecido para determinar si una paciente tiene un mayor
riesgo de llevar un feto con trisomía 13 o trisomía 18 también
puede ser eficaz para identificar casos de trisomía 21. Este límite
puede establecerse por el laboratorio, por el médico o en una base
de caso por caso por cada paciente. El nivel límite puede basarse
en varios criterios incluyendo el número de mujeres que se
someterían a ensayos de diagnóstico invasivos adicionales, el
riesgo medio de llevar un feto con síndrome de Down de todas las
mujeres que se someten a ensayos de diagnóstico invasivos
adicionales, una decisión de que cualquier mujer cuyo riesgo
específico de la paciente sea mayor que un cierto nivel de riesgo
tal como 1 de 400 debe someterse a ensayos de diagnóstico invasivos
adicionales u otros criterios conocidos por los especialistas en la
técnica. El nivel límite puede establecerse usando varios métodos
que incluyen: percentiles, media más o menos desviación típica
(desviaciones típicas); múltiplos del valor medio; riesgo específico
de la paciente u otros métodos conocidos por los especialistas en
la técnica.
En otra realización de la presente invención, que
tiene como resultado la detección de un mayor número de casos de
síndrome de Down fetal, se toma una muestra de sangre materna de
una paciente. Después se miden los niveles de la molécula de hCG
intacta, beta-hCG libre, UE y AFP (denominadas en
lo sucesivo "marcadores") en la sangre materna por métodos
analíticos convencionales, tales como métodos inmunológicos
conocidos en la técnica. Aunque en la presente invención funcionará
cualquiera de los métodos analíticos conocidos para medir los
niveles en sangre materna de estos marcadores, como será evidente
para un especialista en la técnica, el método analítico usado para
cada marcador debe ser el mismo método usado para generar los datos
de referencia para el marcador particular. Si se usa un nuevo
método analítico para un marcador particular, debe generarse una
nueva serie de datos de referencia basada en los datos creados con
el método.
Después se calcula un riesgo específico de la
paciente de llevar un feto con síndrome de Down usando la regla de
Bayes, el riesgo a priori de la paciente y las frecuencias
relativas de embarazos afectados y no afectados que se determinan
por la incorporación de niveles cuantitativos de cada marcador (la
molécula de hCG intacta, beta-hCG libre, UE y AFP)
de la paciente y la relación entre la beta-hCG
libre y el nivel de la molécula de hCG intacta, junto con la edad
gestacional de la paciente, en las funciones de densidad de
probabilidad desarrolladas para los datos de referencia usando un
análisis discriminatorio multivariante. El análisis discriminatorio
multivariante puede realizarse con el paquete estadístico de
programas informáticos disponible en el mercado Statistical Analysis
System (fabricado y vendido por SAS Institute Inc.) o por otros
métodos de análisis estadísticos multivariantes u otros paquetes de
software estadísticos conocidos para los especialistas en la
técnica.
La función de densidad de probabilidad
proporciona un método para comparar el nivel de cada marcador de la
paciente con una serie de datos de referencia. A continuación se
proporciona un tipo de función de densidad de probabilidad, aunque
como será evidente para un especialista en la técnica, otras
funciones de densidad de probabilidad se comportarán de forma
similar y por lo tanto serán adecuadas en la presente
invención.
Fórmula para calcular el riesgo de síndrome de
Down
El subíndice "a" se refiere a los casos
afectados
El subíndice "u" se refiere a los casos no
afectados
(X-M) es un vector donde cada
elemento es el nivel de cada variable menos la media de la
variable.
cov^{-1} es la inversa de la matriz de
covarianzas reunidas de los casos afectados y no afectados de todas
las variables en el modelo
X-M) es la transposición del
vector (X-M).
EXP se refiere a la función exponencial.
|COV| se refiere al determinante de la matriz de
covarianza de todas las variables en el modelo para los datos de
referencia.
Como será evidente para los especialistas en la
técnica, la matriz de covarianzas reunidas puede substituirse por
las matrices de covarianzas individuales para embarazos afectados y
no afectados. Entonces la fórmula para calcular el riesgo de
síndrome de Down pasaría a ser la siguiente:
|COV| se refiere al determinante de la matriz de
covarianzas de todas las variables en el modelo para los datos de
referencia.
Para los fines del análisis discriminatorio, se
realiza una suposición en cuanto a la probabilidad previa de
síndrome de Down en la población no seleccionada general. En
general, la probabilidad previa es de aproximadamente 1 de 800.
Para el análisis discriminatorio multivariante se toma una decisión
en cuanto al nivel de límite de riesgo que constituyen un resultado
de ensayo positivo. Por ejemplo, si es deseable realizar ensayos de
diagnóstico adicionales en una mujer embarazada que tiene una
posibilidad de 1 de 400 o mayor de llevar un feto con síndrome de
Down, entonces cuando los resultados del análisis discriminatorio
indican que una mujer embarazada tiene una posibilidad de 1 de 400 o
mayor de llevar un feto con síndrome de Down, la mujer embarazada
se considera con un resultado de ensayo positivo. Si se indica un
resultado de ensayo positivo, se debe aconsejar a la paciente que se
someta a ensayos de diagnóstico adicionales para confirmar la
presencia de síndrome de Down.
Haciendo referencia a las figs.
11-14, se muestra el aparato y un diagrama de
proceso para un programa de ordenador para calcular los parámetros
de referencia y el riesgo específico.
Como se muestra en la fig. 11, la edad
gestacional GA, el nivel de AFP y el nivel de beta hCG libre se
determinan por técnicas convencionales a partir de embarazos
afectados y no afectados para desarrollar datos de referencia. Se
elige un gran número de muestras para aumentar la fiabilidad. Las
mediciones para el desarrollo de los parámetros de referencia se
indican esquemáticamente en 10.
Una vez calculados los parámetros de referencia
22 por la unidad de procesamiento 20 después de la entrada a través
de un dispositivo de entrada 15 adecuado, el riesgo 25 específico
para una paciente particular puede calcularse basándose en los
valores de los marcadores medidos específicos del individuo,
indicados en 30.
El programa para determinar los parámetros de
referencia se muestran en las figs. 12 y 13 y el programa para
calcular el riesgo específico se muestra en la fig. 14.
Haciendo referencia ahora a las figs. 12 y 13, en
un primer ciclo 100, el programa lee en los datos de identificación
ID la edad gestacional GA, las cantidades de AFP y beta hCG libre y
un código que indica si el embarazo está afectado o no afectado por
la trisomía 21 a partir de un grupo de referencia para desarrollar
datos de referencia. Esto se muestra en la etapa 102. En el diagrama
del proceso, la edad gestacional GA se denota por la variable
X_{1}, el log de AFP se proporciona por la variable X_{2} y el
log de la subunidad beta libre se proporciona por X_{3}, como se
muestra en la etapa 104. Después se determinan o se calculan las
matrices de suma y de productos de suma o se calculan como se
muestra en la etapa 106 basándose en las cantidades X_{1}, X_{2}
y X_{3}. Después, se incrementa la variable N_{CODE} que
representa el número de casos afectados y no afectados en el grupo
de referencia. Una vez terminado el ciclo, como se muestra por la
línea de flujo 110, se calculan las medias a través de una serie de
ciclos definidos por las cantidades I, J y K como se indica por el
número de referencia 112. En estos ciclos, la matriz de covarianza
se calcula utilizando la matriz de suma definida en el ciclo 100 y
la matriz de producto de suma calculada en el ciclo 100. Después de
estos ciclos, se elige si se reúnen o no se reúnen las matrices de
covarianza para los casos afectados y no afectados. Esta elección se
introduce en las etapas 114, 116 y 118. Si se elige la reunión, las
covarianzas se reúnen para formar una matriz de covarianza reunida
como se proporciona en la etapa 120, la matriz de covarianza
reunida se invierte dando como resultado la matriz de covarianza
reunida invertida IPCM como se muestra en 122, y las medias y la
matriz de covarianza reunida invertida se graban en un archivo y se
imprimen en las etapas 124 y 126. Si se elige no reunir las
matrices de covarianza, entonces cada una de las dos matrices de
covarianza se invierte en las etapas 123 y 125 y las medias y las
matrices de covarianza invertidas se graban en un fichero y se
imprimen en las etapas 125 y 127. Estas cantidades comprenden los
parámetros de referencia para el cálculo del riesgo de un individuo
específico de llevar un feto afectado.
Haciendo referencia a la fig. 14, los parámetros
de referencia determinados durante la ejecución del programa
mostrado en las figs. 12 y 13, los parámetros de referencia que
comprenden las medias y la matriz de covarianza reunida invertida,
se leen como se muestra en 130. Después se leen el registro de la
paciente específica, incluyendo la identificación de la paciente, la
edad gestacional GA, la AFP y la hCG beta libre como se muestra en
132. Después se calcula la edad gestacional más específicamente en
134 y se realiza un cálculo de la edad materna en 136. En 138 se
determina el riesgo previo basándose en la edad materna y en los
datos de incidencia. En los ejemplos discutidos más adelante, el
resultado de este cálculo es el factor 1/800, un número típico.
En 140 se determina la frecuencia relativa de
llevar un feto afectado (ABT) en tiempos de riesgo previo, que es
el numerador de las ecuaciones (1) o (2) descritas anteriormente.
En 142 se determina la frecuencia relativa de llevar un feto no
afectado multiplicado por (1-riesgo previo) (NT),
que es el segundo factor en el denominador de las ecuaciones (1) o
(2) presentadas anteriormente. En 144 se determina el riesgo
específico usando la regla de Bayes, es decir ABN = ABT/(ABT+NT).
(Ecuaciones (1) y (2)). En 146, se imprimen los resultados, es
decir, el riesgo específico de la paciente ABN y el número de
identificación de la paciente.
Como será evidente para una persona especialista
en la técnica, también pueden usarse otras técnicas estadísticas y
matemáticas para calcular los parámetros de referencia, distintas
de un procedimiento de análisis discriminatorio lineal.
De acuerdo con una realización preferida de la
presente invención, se toma una muestra de sangre materna de una
paciente. Después se miden los niveles de beta-hCG
libre y AFP (denominados en lo sucesivo "marcadores") en
sangre materna por métodos analíticos convencionales, incluyendo
métodos inmunológicos conocidos en la técnica. Aunque en la presente
invención funcionará cualquiera de los métodos analíticos conocidos
para medir los niveles de estos marcadores en sangre materna, como
será evidente para un especialista en la técnica, el método
analítico usado para cada marcador debe ser el mismo método usado
para generar los datos de referencia para el marcador particular. Si
se usa un nuevo método analítico para un marcador particular, debe
generarse una nueva serie de datos de referencia, basados en los
datos creados con el método.
Después se calcula el riesgo específico de la
paciente de llevar un feto con síndrome de Down usando la regla de
Bayes, el riesgo de la paciente a priori y las frecuencias
relativas de embarazos no afectados y afectados que se determinan
incorporando los niveles cuantitativos de cada marcador en la
paciente junto con la edad gestacional de la paciente, en las
funciones de densidad de probabilidad creadas para los datos de
referencia usando un análisis discriminatorio multivariante. Para
aumentar adicionalmente la eficacia de detección, el logaritmo de
los niveles cuantitativos de la paciente de
beta-hCG libre y AFP, junto con la edad gestacional
de la paciente, se incorporan en las funciones de densidad de
probabilidad desarrolladas para los datos de referencia usando un
análisis discriminatorio multivariante. El análisis discriminatorio
multivariante puede realizarse en un paquete estadístico de
programas informáticos disponible en el mercado Statistical Analysis
System (fabricado y vendido por SAS Institute Inc.) o por otros
métodos de análisis estadístico multivariante u otros paquetes de
software estadísticos conocidos para los especialistas en la
técnica.
Para el análisis discriminatorio se realiza una
suposición en cuanto a la probabilidad previa de síndrome de Down
en la población general no seleccionada. En general, la
probabilidad previa es de aproximadamente 1 de 800. Para el análisis
discriminatorio multivariante se toma una decisión en cuanto al
nivel de límite de riesgo que constituye un resultado de ensayo
positivo. Por ejemplo, si es deseable realizar ensayos de
diagnóstico adicionales en una mujer embarazada que tiene una
posibilidad de 1 de 400 o mayor de llevar un feto con síndrome de
Down, entonces cuando los resultados del análisis discriminatorio
indican que una mujer embarazada tiene una posibilidad de 1 de 400 o
mayor de llevar un feto con síndrome de Down, se considera que la
mujer embarazada tiene un resultado de ensayo positivo. Si se
indica un resultado de ensayo positivo, se debe aconsejar a la
paciente que se someta a ensayos de diagnóstico adicionales para
confirmar la presencia de síndrome de Down.
Como será evidente para un especialista en la
técnica, en cualquiera de las realizaciones descritas
anteriormente, el cambio del nivel del límite de riesgo de un
resultado positivo o el uso de diferentes riesgos a priori
que pueden aplicarse a diferentes subgrupos de la población, podría
cambiar los resultados del análisis discriminatorio para cada
paciente.
La presente invención no se limita a las
realizaciones descritas anteriormente, sino que más bien incluye
todas las realizaciones posibles y combinaciones de marcadores
descritos en los siguientes ejemplos.
Se utilizaron más de 400 muestras de pacientes
para estudiar la relación entre el síndrome de Down fetal y los
niveles de beta-hCG libre en la sangre materna junto
con el nivel de AFP en suero materno (MSAFP), UE y hCG intacta.
Estas muestras incluían 25 muestras de sangre materna de mujeres
embarazadas que se sabía que llevaban fetos con síndrome de Down y
muestras de control equivalentes a los casos afectados.
Para cada muestra de sangre se determinaron los
niveles cuantitativos de AFP, la molécula de hCG intacta,
beta-hCG libre y UE (en lo sucesivo, cada una se
denomina "marcador") por las siguientes técnicas de
ensayo:
| Marcador | Técnica de Ensayo |
| MSAFP | Ensayo de inmunoabsorbente con enzima unida (ELISA) |
| UE | Radioinmunoensayo |
| hCG intacta | ELISA de tipo de perlas |
| beta-hCG libre | ELISA |
El nivel de cada marcador se transformó en una
variable en el procedimiento discriminatorio por etapas y el
procedimiento discriminatorio lineal en el paquete estadístico de
software informático disponible en el mercado Statistical Analysis
System (SAS Institute Inc.) para generar una serie de datos de
referencia. La relación entre la beta hCG libre y la molécula de hCG
intacta y la edad gestacional de la paciente también se
incorporaron como variables. El procedimiento discriminatorio por
etapas determinó que todas las variables podían incorporarse en el
procedimiento discriminatorio lineal. Después se realizó el
procedimiento discriminatorio lineal en cada variable por separado y
en diferentes combinaciones de variables. Los resultados de estos
análisis discriminatorios se resumen en el siguiente esquema. La
sensibilidad es el porcentaje de casos con síndrome de Down fetal
que muestran un resultado de ensayo positivo. Los falsos positivos
son el porcentaje de fetos normales que muestran un resultado de
ensayo positivo.
\newpage
| Variable | Sensibilidad | Falsos Positivos |
| MSAFP | 15,4% | 4,2% |
| UE | 15,4% | 2,8% |
| hCG intacta | 37% | 8,6% |
| MSAFP, UE, hCG intacta | 50,0% | 7,2% |
| beta-hCG libre + hCG intacta | 60,0% | 8,5% |
| relación w/o compuesta | 76% | 5,3% |
| UE w/o compuesta | 76% | 5,3% |
| Compuesto | 80% | 4,3% |
| beta-hCG libre w/o compuesta | 60,0% | 5,3% |
| * log hCG intacta + (log beta-hCG libre + hCG intacta) | 68% | 7,6% |
| * log hCG, log MSAFP 88% + (log beta-hCG libre + hCG intacta) | 7,4% | |
| Compuesto = MSFAP + beta-hCG libre + hCG intacta + UE + Relación de edad gestacional se incorpora junto con | ||
| cada nivel límite de riesgo variable = 1 de 400 excepto (*) que es 1 de 365. |
Como es evidente para un especialista en la
técnica, el cambio del nivel límite de un positivo o el uso de
diferentes riesgos a priori que pueden aplicarse a diferentes
subgrupos de la población cambiará los resultados del procedimiento
discriminatorio para la paciente.
Se utilizaron más de 550 muestras de pacientes
para estudiar la relación entre el síndrome de Down fetal y los
niveles de beta-hCG libre en sangre materna.
Inicialmente se analizaron 29 muestras de mujeres embarazadas que
se sabía que llevaban fetos con síndrome de Down y 520 muestras no
afectadas equivalentes en cuanto a la edad gestacional (la misma
semana), la edad materna (con una variación de 3 años) y el tiempo
de almacenamiento en el congelador (con una diferencia de un mes).
Todas las muestras procedían de mujeres embarazadas no diabéticas y
con un solo feto.
Para evitar las desviaciones de formación en las
estimaciones de la eficacia de selección, se usó el concepto de una
serie de validación. Una serie de validación es una serie de datos
independiente de la serie de datos de referencia. Los resultados de
las pacientes de la serie de validación no se usan para establecer
los datos de referencia. En su lugar, los resultados de las
pacientes de la serie de validación se comparan con la serie de
datos de referencia para determinar la eficacia de la selección.
Esta segunda serie de validación constaba de 26 casos confirmados
adicionales de trisomía 21 (55 casos en total) y un grupo
seleccionado aleatoriamente de 159 muestras de control. Las muestras
de control se extrajeron de forma similar a partir de mujeres
embarazadas no diabéticas con un solo feto.
El estudio total constaba de 4388 determinaciones
en 7 ensayos diferentes de los niveles de los marcadores en sangre
materna que se indican a continuación:
| Marcador | Ensayo |
| MSAFP | ELISA |
| hCG intacta | ELISA |
| hCG intacta + beta-hCG libre | ELISA |
| beta-hCG libre | RIA (radioinmunoensayo) |
| alfa-hCG libre | RIA |
| UE | 2 métodos, inmunoensayo enzimático y RIA |
| ELISA = Ensayo inmunoabsorbente con enzima unido |
El nivel de cada marcador se transformó en una
variable en el procedimiento discriminatorio por etapas y el
procedimiento discriminatorio lineal en el paquete estadístico de
software informático disponible en el mercado Statistical Analysis
System (SAS Institute Inc.) para generar una serie de datos de
referencia. También se incorporó la edad gestacional como variable.
Después se realizó el procedimiento discriminatorio lineal en cada
variable por separado y en diferentes combinaciones de las
variables. Las pacientes se clasificaron como afectadas o no
afectadas basándose en un límite de riesgo de síndrome de Down de 1
de 365. Los casos no afectados que se clasificaron como afectados se
consideraron falsos positivos. El riesgo de síndrome de Down de
cada paciente se calculó usando la regla de Bayes, las funciones de
densidad de probabilidad normal multivariantes para casos afectados
y no afectados y un riesgo general a priori de 1 de 800.
Para cada función de densidad de probabilidad se usó una matriz de
covarianza reunida.
Los resultados encontrados en las tablas 1 a 3,
mostradas en las figs. 1-3, se refieren a la serie
de estudio inicial. Los resultados de las tablas
5-7, figs. 5-7 se basan en la
clasificación de pacientes en la serie de validación. La tabla 4
mostrada en la fig. 4 y las figs. 8 y 9 se basan en la serie de
estudio inicial indicado y en todos los casos afectados.
Los resultados de los procedimientos de ensayo se
analizaron para determinar si existían diferencias significativas
en los niveles de cada marcador entre los casos afectados y no
afectados. La tabla 1 (fig. 1) indica que los casos afectados fueron
significativamente diferentes de los no afectados en todos los
marcadores excepto en el UE. Además, se determinó la proporción de
falsos positivos y la eficacia de detección de cada marcador como
se muestra en la tabla 2 (fig.2). La mayor eficacia de detección se
consiguió con un ensayo de hCG que medía tanto la molécula intacta
como la subunidad beta libre. Se observó un aumento adicional en la
eficacia de detección combinando marcadores individuales en
compuestos. El compuesto que contenía el ensayo de hCG, que medía
tanto la molécula de hCG intacta como la subunidad beta libre de
hCG, producía la mayor eficacia de detección entre los compuestos
como se muestra en la tabla 3 (fig. 3).
La evaluación de la subunidad beta y alfa de hCG
individualmente demostró que no existían diferencias significativas
entre los casos afectados y no afectados para la subunidad alfa (p
= 0,23), mientras que se observó un aumento significativo en la
subunidad B en los casos afectados (p = 0,001). Como se conoce
generalmente en la técnica, el valor de p mide la fuerza de la
evidencia en estudios científicos indicando la probabilidad de que
un resultado al menos tan extremo como el observado se produzca por
casualidad. Cuanto menor es el valor de p más fuerte es la evidencia
de que la observación no es una casualidad.
La fig. 8 muestra los percentiles del 10%, 50% y
90% de beta-hCG libre por edad gestacional. Se
observa una tendencia descendente continua por edad gestacional en
los embarazos no afectados. El análisis de los niveles de
beta-hCG libre en los casos de síndrome de Down
fetal, como se muestra en la tabla 4 (fig. 4), revela que el 86%
está por encima de la mediana de los casos no afectados.
Los niveles de beta hCG libre tanto en los casos
afectados como no afectados presentan una distribución logarítmica
gausiana (p = 0,78 y 0,86). La fig. 9 ilustra estas distribuciones.
La tabla 5 (fig. 5) proporciona los datos de eficacia de detección
sobre la subunidad beta-hCG libre y la subunidad
alfa-hCG libre individualmente. En la tabla 5 se
muestra la alta eficacia de detección de la
beta-hCG libre.
Se consiguió una eficacia de detección incluso
mayor con un compuesto de AFP y beta-hCG libre. Al
incorporar el log del nivel de beta-hCG libre y el
log del nivel de MSAFP en el procedimiento de discriminación lineal
en el paquete estadístico de software informático disponible en el
mercado Statistical Analysis System (SAS Institute Inc.), como se ha
descrito anteriormente, se consiguió una eficacia de detección
superior como se muestra en la tabla 6 (fig. 6).
También se conseguiría una alta eficacia de
detección usando el nivel de beta-hCG libre y el
nivel de AFP, en lugar de logaritmo de cada uno.
Un análisis adicional de los datos indicó que
tanto la AFP como la beta-hCG libre son
independientes de la edad materna (p = 0,8394 y 0,5214 usando el
ensayo de Kruskal-Wallis a través de cuatro grupos
de edad materna diferentes para AFP y beta-hCG libre
respectivamente (edades = 30, 31-35,
36-40 y 40). Además, la correlación (r) de los
niveles de la subunidad beta libre de hCG y AFP no fue
significativamente diferente de 0 (r = 0,04, p = 0,39 y r = - 0,06,
p = 0,81 para los casos afectados y no afectados,
respectivamente).
La observación fundamental encontrada en nuestros
datos confirma el hecho de que la subunidad
beta-hCG libre contribuye a la mayor eficacia de
detección para el síndrome de Down. De hecho, el uso de un ensayo
que medía únicamente la beta-hCG libre producía una
eficacia de detección y una proporción de falsos positivos del
65,4% y 5,2% respectivamente. Estas proporciones son comparables a
las presentadas por otros que utilizan una combinación de tres
ensayos. De esta manera, como se ha indicado previamente, la
reducción del número de ensayos es un ventaja de la presente
invención.
Nuestros hallazgos sobre la contribución de la
beta-hCG libre se basan en lo siguiente: (a) el
mejor contribuyente individual a la eficacia de detección del
síndrome de Down era un ensayo de la beta hCG libre, (b) un ensayo
para la molécula de hCG intacta produce substancialmente menores
proporciones de detección, y (c) un ensayo que mide una combinación
de la molécula de hCG intacta y la beta-hCG libre
produce una mayor eficacia de detección que un ensayo que mide la
molécula de hCG intacta sola.
Se establece que el riesgo de síndrome de Down
fetal aumenta con la edad materna. Por lo tanto, como se ha
descrito anteriormente, para producir riesgos con especificidad de
paciente para el uso clínico de la presente invención, se incorpora
un riesgo a priori específico de la edad materna en el
procedimiento de análisis discriminatorio multivariante. Como tanto
los niveles de AFP como los niveles de beta-hCG
libre son independientes de la edad materna, hemos analizado
nuestros datos para ver cuántas mujeres afectadas y no afectadas
tendrían resultados positivos dado un riesgo a priori para
cada edad individual. La información anterior se usó para
proyectar, basándose en la distribución de edades maternas de
nacimientos vivos en Estados Unidos, la proporción de falsos
positivos y sensibilidad para una selección nacional exhaustiva
dentro de los Estados Unidos. Como se muestra en la tabla 7 (fig.
7), las proyecciones indican que es posible conseguir una
proporción de detección del 80%, con un 5% de falsos positivos.
Las muestras descritas en el ejemplo 2 se
analizaron adicionalmente para descubrir la eficacia de detección
de otras combinaciones de los marcadores. Más particularmente, se
realizó el procedimiento discriminatorio lineal del ejemplo 2 con el
mismo límite de riesgo y un nivel de riesgo a priori, sobre
diferentes combinaciones de los marcadores, múltiplos de la mediana
(MOM) para el marcador y logaritmos de los marcadores, con y sin la
incorporación de la edad gestacional. El procedimiento
discriminatorio lineal se realizó usando tanto los datos de
referencia como los datos de validación. Los resultados se resumen
en la tabla 8 en la fig. 10.
El siguiente ejemplo ilustra la preparación de un
ensayo de beta-hCG libre de una etapa y un ensayo
de beta hCG libre de dos etapas y su uso en el método de la presente
invención.
1. Una placa de microtitulación de 96 pocillos se
recubre con un anticuerpo de "captura" que es específico para
la subunidad beta libre de la molécula de gonadotropina coriónica
humana (hCG). El anticuerpo puede ser monoclonal o policlonal. La
concentración de anticuerpo usada para recubrir la placa es de 0,8
microgramos por pocillo pero si se desea puede ser diferente. La
placa se incuba a 4ºC durante al menos 16 horas.
2. La placa se lava con una solución salina
tamponada con fosfato de pH 7,2 que contiene un 0,05% de Tween 20.
Pueden emplearse otros tampones de lavado adecuados. La placa
después se "bloquea" con una solución que contiene un 3% de
proteína animal hidrolizada y un 0,05% de Tween 20 en solución
salina tamponada con fosfato de pH 7,2. Pueden usarse otras
soluciones, con las que estarán familiarizados los especialistas en
la técnica, tales como albúmina de suero bovino al 1%. A cada
pocillo se le añaden 300 microlitros de solución de bloqueo y la
placa se deja incubar durante 1 hora a temperatura ambiente. También
son viables otros procedimientos de bloqueo, por ejemplo
"esmaltado".
3. La placa después se lava, como se ha descrito
anteriormente, y se añaden a cada pocillo 100 microlitros de tampón
de ensayo que contiene un anticuerpo biotinilado específico para la
subunidad beta libre de la hCG. El tampón de ensayo usado es
proteína animal hidrolizada al 3% y Tween 20 al 0,05% en solución
salina tamponada con fosfato de pH 7,2, pero puede ser cualquiera
de varias soluciones adecuadas conocidas por los especialistas en la
técnica. El anticuerpo puede ser monoclonal o policlonal y, según
prefiera el operario, puede conjugarse con otra substancia distinta
de biotina, tal como peroxidasa de rábano picante o fosfatasa
alcalina. La concentración del anticuerpo en el tampón de ensayo
puede ajustarse para obtener valores de absorbancia óptimos.
4. A cada pocillo se le añaden 20 microlitros de
muestra. La muestra puede ser: tampón de ensayo, procesado como
blanco para verificar el rendimiento del ensayo; una solución de
beta hCG libre usada para estandarizar valores de muestras
desconocidas; o una muestra de suero de una segunda mujer
embarazada en el segundo trimestre de embarazo. La placa se somete a
agitación vorticial durante 30 segundos y después se pone en un
dispositivo giratorio a 200 rpm, donde se incuba durante 30 minutos
a temperatura ambiente.
5. La placa después se lava como se ha descrito
anteriormente. Después se añaden a cada pocillo 100 microlitros de
tampón de ensayo que contiene estreptavidina conjugada con
peroxidasa de rábano picante. Esta etapa no se requiere si el
segundo anticuerpo usado se conjuga con una substancia distinta de
la biotina. La concentración de
estreptavidina-peroxidasa en el tampón de ensayo es
de 2,0 microgramos por mililitro. La placa se pone en un dispositivo
giratorio a 200 rpm durante 5 minutos a temperatura ambiente.
6. La placa después se lava como se ha descrito
previamente. A cada pocillo se le añaden cien microlitros de una
solución de substrato de o-fenilendiamina. Como
alternativa, esta solución de substrato puede ser uno de varios
colorantes apropiados conocidos por los especialistas en la técnica
y depende de la substancia que se conjugue con el segundo
anticuerpo. La placa se pone en un dispositivo giratorio a 200 rpm
y se incuba a temperatura ambiente en la oscuridad durante 8
minutos.
7. Después se añaden cien microlitros de ácido
sulfúrico diluido (1,0 N) a cada pocillo para detener la reacción
del substrato.
8. La absorbancia de cada pocillo se determina
espectrofotométricamente a 492 nm.
1. Una placa de microtitulación de 96 pocillos se
recubre con un anticuerpo de "captura" que es específico para
la subunidad beta libre de la molécula de gonadotropina coriónica
humana (hCG). El anticuerpo puede ser monoclonal o policlonal. La
concentración de anticuerpo usada para recubrir la placa es de 0,8
microgramos por pocillo, pero si se desea puede ser diferente. La
placa se incuba a 4ºC durante al menos 16 horas.
2. La placa se lava con una solución salina
tamponada con fosfato de pH 7,2 que contiene un 0,05% de Tween 20.
Pueden emplearse otros tampones de lavado adecuados. La placa
después se "bloquea" con una solución que contiene un 3% de
proteína animal hidrolizada y un 0,05% de Tween 20 en solución
salina tamponada con fosfato de pH 7,2. Pueden usarse otras
soluciones, con las que estarán familiarizados los especialistas en
la técnica, tales como albúmina de suero bovino al 1%. A cada
pocillo se le añaden 300 microlitros de solución de bloqueo y la
placa se deja incubar durante 1 hora a temperatura ambiente. También
son viables otros procedimientos de bloqueo, por ejemplo
"esmaltado".
3. La placa después se lava como se ha descrito
anteriormente y se añaden 100 microlitros de tampón de ensayo a
cada pocillo. El tampón de ensayo usado es proteína animal
hidrolizada al 3% y Tween 20 al 0,05% en solución salina tamponada
con fosfato de pH 7,2 pero puede ser cualquiera de varias
soluciones adecuadas conocidas por los especialistas en la
técnica.
4. A cada pocillo se le añaden 20 microlitros de
muestra. La muestra puede ser: tampón de ensayo, procesado como
blanco para verificar el rendimiento del ensayo; una solución de
beta hCG libre usada para estandarizar valores de muestras
desconocidas; o una muestra de suero de una segunda mujer
embarazada en el segundo trimestre de embarazo. La placa se somete a
agitación vorticial durante 30 segundos y después se pone en un
dispositivo giratorio a 200 rpm, donde se incuba durante 30 minutos
a temperatura ambiente.
5. La placa después se lava como se ha descrito
anteriormente y se añaden a cada pocillo 100 microlitros de tampón
de ensayo que contiene un anticuerpo biotinilado específico para la
subunidad beta de hCG. El anticuerpo puede ser monoclonal o
policlonal y, según la preferencia del operario, puede conjugarse
con una substancia distinta de la biotina, tal como peroxidasa de
rábano picante o fosfatasa alcalina. La concentración del anticuerpo
puede ajustarse para obtener valores de absorbancia óptimos. La
placa se agita vorticialmente durante 30 segundos y después se pone
en un dispositivo giratorio a 200 rpm, donde se incuba durante 30
minutos a temperatura ambiente.
6. La placa después se lava como se ha descrito
anteriormente. Después se añaden a cada pocillo 100 microlitros de
tampón de ensayo que contiene estreptavidina conjugada con
peroxidasa de rábano picante. Esta etapa no se requiere si el
segundo anticuerpo usado se conjuga con una substancia distinta de
la biotina. La concentración de
estreptavidina-peroxidasa en tampón de ensayo es de
2,0 microgramos por mililitro. La placa se pone en un dispositivo
giratorio a 220 rpm durante 5 minutos a temperatura ambiente.
7. La placa después se lava como se ha descrito
previamente. A cada pocillo se le añaden cien microlitros de una
solución de o-fenilendiamina. Como alternativa, esta
solución de substrato puede ser uno de varios colorantes apropiados
conocidos por los especialistas en la técnica y depende de la
substancia que se conjugue con el segundo anticuerpo. La placa se
pone en un dispositivo giratorio a 200 rpm y se incuba a
temperatura ambiente en la oscuridad durante 8 minutos.
8. Después se añaden cien microlitros de ácido
sulfúrico diluido (1,0 N) a cada pocillo para detener la reacción
del substrato.
9. La absorbancia de cada pocillo se determina
espectrofotométricamente a 492 nm.
Estos dos ensayos se usaron para realizar el
método de la presente invención. Se utilizaron ciento setenta y
ocho (178) muestras de pacientes para estudiar la relación entre el
síndrome de Down fetal y los niveles de beta-hCG
libre en sangre materna. Se analizaron veintiséis (26) muestras de
mujeres embarazadas que se sabía que llevaban fetos con síndrome de
Down y 152 muestras no afectadas desconocidas. Todas las muestras
procedían de mujeres embarazadas no diabéticas con un solo feto.
En las muestras de las pacientes después se
analizaron los niveles cuantitativos de MSAFP por un ensayo ELISA,
y los niveles de beta-hCG libre por el ensayo de una
etapa y el ensayo de dos etapas independientemente. El nivel de
MSAFP y el nivel de beta-hCG libre por cada ensayo
después se convirtió en una variable en el procedimiento
discriminatorio lineal en el paquete estadístico de software
informático disponible en el mercado Statistical Analysis System
para generar una serie de datos de referencia. La edad gestacional
de la paciente también se incorporó como una variable en el
procedimiento discriminatorio. Los resultados de estos análisis
discriminatorios, para todas las edades gestacionales y para edades
gestacionales entre 14 y 16 semanas se resumen a continuación.
| Todas las semanas | ||||
| Falso Positivo | Eficacia de Detección | Controles | Afectados | |
| Log (beta-1) | 6,6% | 69,2% | 152 | 26 |
| Log (beta-1) + Log (AFP) | 5,9% | 72,0% | 152 | 25 |
| Log (beta-2) | 8,2% | 33,3% | 138 | 18 |
| Log (beta-2) + Log (AFP) | 10,1% | 64,7% | 138 | 17 |
| Log (beta-2)* | 9,6% | 33,3% | 136 | 18 |
| Log (beta-2) + Log (AFP)* | 10,3% | 52,9% | 136 | 17 |
| Semanas 14-16 | ||||
| Falso Positivo | Eficacia de Detección | Controles | Afectados | |
| Log (beta-1) | 5,8 | 68,4% | 104 | 19 |
| Log (beta-1) + Log (AFP) | 4,8% | 73,7% | 104 | 19 |
| Log (beta-2) | 7,1% | 45,4% | 98 | 11 |
| Log (beta-2) + Log (AFP) | 9,2% | 63,6% | 98 | 11 |
| Log (beta-2)* | 10,4% | 54,6% | 96 | 11 |
| Log (beta-2) + Log (AFP)* | 8,3% | 63,6% | 96 | 11 |
| Nota: todos los análisis incluyen la edad gestacional | ||||
| * En los análisis con un * se eliminaron 2 resultados aislados con valores de 260 y 316. |
Claims (7)
1. Un aparato que comprende:
medios adaptados para recibir los datos de
medición del nivel de beta (hCG) libre en la sangre materna de una
mujer embarazada y medios informáticos para comparar los datos de
medición del nivel de la beta (hCG) libre con una serie de datos de
referencia para determinar las trisomías cromosómicas fetales.
2. El aparato de la reivindicación 1, donde la
trisomía cromosómica fetal es el síndrome de Down.
3. Aparato para determinar si una mujer
embarazada tiene un riesgo significativo de llevar un feto con
síndrome de Down que comprende:
medios adaptados para recibir los datos de
medición del nivel de beta (hCG) libre en sangre materna de la
mujer embarazada,
medios adaptados para recibir los datos de
medición del nivel de alfa fetoproteína en sangre materna de la
mujer embarazada, y
medios informáticos para calcular una serie de
datos normativos a partir de una serie de datos de referencia que
contienen valores de referencia del nivel de beta (hCG) libre y el
nivel de alfa fetoproteína a diversas edades gestacionales en: (1)
mujeres embarazadas que llevan fetos con síndrome de Down y (2)
mujeres embarazadas que llevan fetos normales, y para incorporar
dichos datos de mediciones de dichos niveles de dicha beta (hCG)
libre y alfa fetoproteína, y dicha edad gestacional de la mujer
embarazada en una función de densidad de probabilidad, comparándose
de esta manera dichos niveles y dicha edad gestacional de la mujer
embarazada con la serie de datos normativos para determinar dicho
riesgo de la mujer embarazada de llevar un feto con síndrome de
Down.
4. Aparato para determinar si una mujer
embarazada tiene un riesgo significativo de llevar un feto con
síndrome de Down que comprende:
medios adaptados para recibir los datos de
medición del nivel de beta (hCG) libre en sangre materna de la
mujer embarazada, y
medios informáticos para calcular una serie de
datos referencia y para incorporar dichos datos de medición de
dicho nivel de beta (hCG) libre y dicha edad gestacional de la mujer
embarazada en una función de densidad de probabilidad, comparándose
de esta manera dicho nivel de beta (hCG) de la mujer embarazada y
dicha edad gestacional de la mujer embarazada con la serie de datos
normativos para determinar dicho riesgo de la mujer embarazada de
llevar un feto con síndrome de Down.
5. El aparato de la reivindicación 3 o 4, que
comprende además:
medios adaptados para recibir los datos de
medición del nivel de alfa fetoproteína en la sangre materna de la
mujer embarazada, y
donde el medio informático también incorpora los
datos de medición de la alfa fetoproteína en la función de densidad
de probabilidad y, por lo tanto, también compara el nivel de alfa
fetoproteína de la mujer embarazada con la serie de datos de
referencia.
6. El aparato de las reivindicaciones 3, 4 o 5,
donde la serie de datos de referencia se calcula a partir del
logaritmo o los logaritmos de los datos de medición del nivel o los
niveles, y
el logaritmo o los logaritmos de los datos de
medición se usan para comparar el nivel o los niveles de la mujer
embarazada con la serie de datos normativos.
7. Aparato para determinar si una mujer
embarazada tiene un riesgo significativo de llevar un feto con
síndrome de Down, que comprende:
medios adaptados para recibir los datos de
medición del nivel en sangre materna de la mujer embarazada de un
analito seleccionado entre el grupo compuesto por beta (hCG) libre,
una variante (variantes) de beta (hCG) libre o una forma aberrante
(formas aberrantes) de la beta (hCG) libre y
medios informáticos para calcular una serie de
datos de referencia y para incorporar dichos datos de medición de
dicho nivel del analito y dicha edad gestacional de la mujer
embarazada en una función de densidad de probabilidad, comparándose
de esta manera dicho nivel de dicho analito en la mujer embarazada
y dicha edad gestacional
\newpage
de la mujer embarazada con una serie de datos
normativos para determinar dicho riesgo de la mujer embarazada de
llevar un feto con síndrome de
Down.
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