JP5272011B2 - 予後判定の方法 - Google Patents

Description

本発明は医学的予後判定の分野に関する。特に、本発明は、血清などの試験身体試料におけるマクロファージ阻害サイトカイン−１（ＭＩＣ−１、macrophage inhibitory cytokine-1）量の上昇の検出を伴う、対象における前立腺癌の進行及び全生存の予後を予測するための方法に関する。

優先権書類
本出願は、以下の優先権を主張する。
−「Methods of Prognosis」と題する、２００７年１０月２２日に出願された豪州仮特許出願第２００７９０５７６１号明細書。
本出願の全内容は、参照により本明細書に組み込まれる。

ＭＩＣ−１は、マクロファージ活性化に伴うｍＲＮＡ発現の増加に基づいて最初にクローニングされたＴＧＦ−βスーパーファミリーの分岐メンバーである（Bootcov MR, et al. (1997) MIC-1, a novel macrophage inhibitory cytokine, is a divergent member of the TGF-beta superfamily. Proc Natl Acad Sci USA 94(21): 11514-11519）。ＭＩＣ−１は休止しているマクロファージでは発現されないが、腫瘍壊死因子（ＴＮＦ、tumour necrosis factor）−α、インターロイキン−１（ＩＬ−１、interleukin-1）、及びマクロファージコロニー刺激因子（Ｍ−ＣＳＦ、macrophage-colony stimulating factor）を含む数多くの生物学的メディエーターによってマクロファージが刺激されると、ＭＩＣ−１発現が誘導される。ＭＩＣ−１発現は、多数の炎症促進性サイトカインによって誘導されるが、リポポリサッカリド及びインターフェロン−γ（ＩＦＮ−γ、interferon-γ）によっては直接的に誘導されないため、ＭＩＣ−１がマクロファージ活性化のオートクリン下方制御因子である可能性が仮説として立てられている（Bootcov MR, et al. (1997) MIC-1, a novel macrophage inhibitory cytokine, is a divergent member of the TGF-beta superfamily. Proc Natl Acad Sci USA 94(21): 11514-11519）。

ＭＩＣ−１は、いくつかの組織で発現され得る（Moore AG., et al. (2000) The transforming growth factor-β superfamily cytokine macrophage inhibitory cytokine-1 is present in high concentrations in the serum of pregnant women. J Clin Endocrinol Metab; 85(12): 4781-4788、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 adult rat tissues. Cell Tissue Res 297(1): 103-110、Fairlie WD., et al. (1999) MIC-1 is a novel TGF-beta superfamily cytokine associated with macrophage activation. J Leukoc Biol 65(1): 2-5、Bauskin AR., et al. (2006) Role of macrophage inhibitory cytokine-1 in tumourigenesis and diagnosis of cancer. Cancer Res 66(10): 4983-4986）。ヒト組織のノーザンブロットにより、腎臓、膵臓、及び前立腺に少量のＭＩＣ−１ ｍＲＮＡ、胎盤に多量のＭＩＣ−１ ｍＲＮＡが存在することが示されている（Moore AG., et al. (2000) The transforming growth factor-β superfamily cytokine macrophage inhibitory cytokine-1 is present in high concentrations in the serum of pregnant women. J Clin Endocrinol Metab; 85(12): 4781-4788、Fairlie WD., et al. (1999) MIC-1 is a novel TGF-beta superfamily cytokine associated with macrophage activation. J Leukoc Biol 65(1): 2-5）。血清ＭＩＣ−１レベルは、正常な見かけ上健康な対象では、年齢と共に増加することが示されている（Brown DA., et al. (2006) Measurement of serum levels of macrophage inhibitory cytokine 1 combined with prostate-specific antigen improves prostate cancer diagnosis. Clin Cancer Res 12(1): 89-96）。ＭＩＣ−１の過剰発現は、癌、特に前立腺癌（Welsh JB., et al. (2003) Large-scale delineation of secreted protein biomarkers overexpressed in cancer tissue and serum. Proc Natl Acad Sci U S A 100(6): 3410-3415）と関連しており、高血清濃度のＭＩＣ−１は、転移性疾患の存在と関連している（Welsh JB., et al. (2003) Large-scale delineation of secreted protein biomarkers overexpressed in cancer tissue and serum. Proc Natl Acad Sci U S A 100(6): 3410-3415、Brown DA., et al. (2006) Measurement of serum levels of macrophage inhibitory cytokine 1 combined with prostate-specific antigen improves prostate cancer diagnosis. Clin Cancer Res 12(1): 89-96）。ＭＩＣ−１は、免疫組織化学によって、乳癌、結腸癌、及び前立腺癌の生検においても検出されている（Bauskin AR., et al. (2006) Role of macrophage inhibitory cytokine-1 in tumourigenesis and diagnosis of cancer. Cancer Res 66(10): 4983-4986）。しかしながら、ＭＩＣ−１は、これらの臓器の正常な上皮細胞内では検出可能ではない（Bauskin AR., et al. (2006) Role of macrophage inhibitory cytokine-1 in tumourigenesis and diagnosis of cancer. Cancer Res 66(10): 4983-4986）。これは、ｐ５３によってＭＩＣ−１発現が誘導されることに加えて、ＭＩＣ−１が、いくつかの上皮腫瘍細胞系のアポトーシスを誘導することができることを示唆するデータ（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 p53 overexpression. J Biol Chem 275(26): 20127-20135、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、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-beta signalling pathway. Proc Natl Acad Sci USA 97(1): 109-114）は、上皮新生物におけるＭＩＣ−１の役割を示す。

前立腺癌は、前立腺癌が前立腺に限定されている場合、血清中の前立腺特異抗原（ＰＳＡ、prostate-specific antigen）濃度の増加によって診断されることが多いが、現在、この検査の正確さに関してある懸念が存在する。加えて、限局性前立腺癌の治療をしていない対象が高い割合で優れた予後を示し、前立腺癌は通常致死的ではなく、無症状であることが多い一方で、積極的治療は、ライフスタイルに対する深刻な影響（例えば、尿制御の喪失及びインポテンス）及び病的状態に対する深刻な影響を伴うため、新たに限局性前立腺癌と診察された男性の治療を管理することは、依然として主要な臨床的課題である（Schraudenbach P. and Bermejo CE. (2007) Management of the complications of radical prostatectomy. Curr Urol Rep 8(3):197-202）。

良性の経過をたどるであろう前立腺癌と、根治的な治療が有益であり得る予後不良を示す前立腺癌とを安全に識別する方法は、現在のところ不十分である。「グリーソン合計」（１０までの数値で算出される）は、前立腺癌の重症度用に現在使用されている１つの指標であり、より低いグリーソン合計を示す腫瘍は、組織学的に正常により近い組織を有し、侵襲性である可能性はより低いが、より高いグリーソン合計を示す腫瘍は、侵襲性腫瘍である可能性がより高い。しかしながら、この技術には、前立腺の生検及び組織学的分析が必要であり、したがって、時間のかかる専門家分析を必要とする、侵襲性であり費用のかかる技術である。

悪性腫瘍は、癌の転移範囲を分類するための世界的に認識される基準を１つに一致させるために、国際対癌連合（ＵＩＣＣ、International Union Against Cancer）によって開発及び維持されている腫瘍結節転移（ＴＮＭ、tumour-node-metastasis）分類法を使用して分類される（Sobin, L.H. and Wittekind, Ch. (eds) (2002) TNM Classification of Malignant Tumours, 6th edition. John Wiley & Sons, Hoboken, New Jersey, United States of America）。ＴＮＭ期（Ｉ〜IV）は、前立腺癌重症度を理解するために使用される重要な因子である。ＴＮＭ法では、腫瘍のサイズ（Ｔスコア）、リンパ節関与の範囲（Ｎスコア）、及び任意の転移（Ｍスコア）が評価され、並びにグリーソン合計から導き出される細胞形態に基づく類別も使用される。手短かに言えば、Ｔスコアは０（腫瘍無し）から４までに類別され、Ｎスコアは０（結節転移無し）から３までに類別され、Ｍスコアは０（遠隔転移無し）から１（遠隔転移）までに類別される。評価することができない任意のパラメーターには、類別「Ｘ」が与えられる。ＴＮＭ第Ｉ期の前立腺癌は、Ｔ１、Ｎ０、及びＭ０のスコア、並びに４以下のグリーソン合計を示し、通常は、前立腺組織が他の理由で取り除かれたため、試料の小さな部分に偶発的に見出される癌であり、細胞は正常細胞に酷似しており、腺は指による検査では通常の感触を示す。ＴＮＭ第II期の前立腺癌は、Ｔ１〜Ｔ２、Ｎ０、及びＭ０のスコア、並びに５以上のグリーソン合計を示し、より多くの前立腺が関与しており、腺内には塊を感じることができる。ＴＮＭ第III期の前立腺癌は、Ｔ３、Ｎ０、Ｍ０のスコア、及び任意のグリーソン合計スコアを示し、腫瘍は、前立腺被膜全体に転移しており、腺の表面に塊を感じることができる。ＴＮＭ第IV期の前立腺癌は、Ｔ４、任意のＮ、任意のＭのスコア、及び任意のグリーソン合計スコア、又は任意のＴ、任意のグリーソン合計、並びにＮ１及び／又はＭ１のいずれかを示し、腫瘍は、付近の構造に侵入したか、又はリンパ節若しくは他の臓器に転移している。

前立腺癌を有する患者は、癌の監視的待機を受けてもよく、手術、放射線療法、高密度焦点式超音波療法（ＨＩＦＵ、high intensity focused ultrasound）、化学療法、冷凍手術、ホルモン療法、又はこれらの療法のいくつかの組合せによって治療されてもよい。監視的待機で管理されている限局性疾患を有する患者は、高い割合で無進行生存を示す（Johansson JE., et al. (2004) Natural history of early, localized prostate cancer. Jama 291(22): 2713-2719、Albertsen PC., et al. (2005) 20-year outcomes following conservative management of clinically localized prostate cancer. Jama; 293(17): 2095-2101）。しかしながら、監視的待機を選ぶ相当数の男性は、最終的には前立腺癌のより侵襲性の病期に進行することになり、そこでは治療が有益であり得る。現在のところ、臨床医には疾患転帰を正確に予測するツールがなく、したがって、多数の前立腺癌患者が、著しい病的状態をもたらし延命効果のない不必要な侵襲性局所治療を受けている（Bill-Axelson A., et al. (2005) Radical prostatectomy versus watchful waiting in early prostate cancer. N Engl J Med 352(19): 1977-1984）。初期のＰＳＡ変化に基づいて選択的に介入を遅延させる積極的監視による管理が、無痛性疾患を有する患者に対する過剰治療を低減する戦略として提案されている。しかしながら、基線ＰＳＡの測定及びＰＳＡ変化の速さは両方とも重要な予後因子であるが、それらは、致死性前立腺癌に進展するであろう患者と、疾患進行のリスクが低い又はリスクがない患者との識別には、うまく機能しない（Fall K., et al. (2007) Prostate-specific antigen levels as a predictor of lethal prostate cancer. J Natl Cancer Inst;99(7): 526-532）。

（Bootcov MR, et al. (1997) MIC-1, a novel macrophage inhibitory cytokine, is a divergent member of the TGF-beta superfamily. Proc Natl Acad Sci USA 94(21): 11514-11519） （Moore AG., et al. (2000) The transforming growth factor-β superfamily cytokine macrophage inhibitory cytokine-1 is present in high concentrations in the serum of pregnant women. J Clin Endocrinol Metab; 85(12): 4781-4788） （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 adult rat tissues. Cell Tissue Res 297(1): 103-110） （Fairlie WD., et al. (1999) MIC-1 is a novel TGF-beta superfamily cytokine associated with macrophage activation. J Leukoc Biol 65(1): 2-5） （Bauskin AR., et al. (2006) Role of macrophage inhibitory cytokine-1 in tumourigenesis and diagnosis of cancer. Cancer Res 66(10): 4983-4986） （Brown DA., et al. (2006) Measurement of serum levels of macrophage inhibitory cytokine 1 combined with prostate-specific antigen improves prostate cancer diagnosis. Clin Cancer Res 12(1): 89-96） （Welsh JB., et al. (2003) Large-scale delineation of secreted protein biomarkers overexpressed in cancer tissue and serum. Proc Natl Acad Sci U S A 100(6): 3410-3415） （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 p53 overexpression. J Biol Chem 275(26): 20127-20135） （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） （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-beta signalling pathway. Proc Natl Acad Sci USA 97(1): 109-114） （Schraudenbach P. and Bermejo CE. (2007) Management of the complications of radical prostatectomy. Curr Urol Rep 8(3):197-202） （Sobin, L.H. and Wittekind, Ch.(eds) (2002) TNM Classification of Malignant Tumours, 6th edition. John Wiley & Sons, Hoboken, New Jersey, United States of America） （Johansson JE., et al. (2004) Natural history of early, localized prostate cancer. Jama 291(22): 2713-2719） （Albertsen PC., et al. (2005) 20-year outcomes following conservative management of clinically localized prostate cancer. Jama; 293(17): 2095-2101） （Bill-Axelson A., et al. (2005) Radical prostatectomy versus watchful waiting in early prostate cancer. N Engl J Med 352(19): 1977-1984） （Fall K., et al. (2007) Prostate-specific antigen levels as a predictor of lethal prostate cancer. J Natl Cancer Inst;99(7): 526-532）

本出願人は、ＭＩＣ−１が、侵襲性腫瘍を有する患者と、良性経過をたどる腫瘍を有する患者とを識別できるバイオマーカーであるかどうかを研究した。前立腺癌の進行に関するＭＩＣ−１の予測的価値を評価するために、病期が様々である前立腺癌発症患者の大規模集団に基づくコホートで、ＭＩＣ−１血清濃度を測定した。驚くべきことに、ＭＩＣ−１の血清又は血漿濃度は、診断的に及び／又は予後的に前立腺癌の情報を提供することができ、そのためＭＩＣ−１は、前立腺癌進行の予測に有用なバイオマーカーとして注目に値する可能性を提供し、さらに、ＭＩＣ−１濃度の上昇は、前立腺癌の適切な治療方法を決定するのに有用であり得ることが見出された。加えて、本出願人は、前立腺癌罹患中のＭＩＣ−１血清濃度を健康な対照集団のＭＩＣ−１血清濃度と比較したところ、驚くべきことに、ＭＩＣ−１血清濃度の上昇は、年齢と関連していることに加えて、見かけ上健康な対象の全生存率と逆に関連していることを決定した。

したがって、本出願人は、ＭＩＣ−１血清濃度が、前立腺癌患者及び見かけ上健康な集団の死亡率を予測するのに有用なツールであり得ることを見出した。

第１の態様では、本発明は、見かけ上健康な対象の全生存の予後判定の方法であって、前記対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が、対象の死亡可能性の増加と関連している方法を提供する。

第２の態様では、本発明は、男性対象における前立腺癌の予後判定の方法であって、前記対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が前立腺癌進行の可能性の増加と関連している方法を提供する。

第３の態様では、本発明は、前立腺癌と診察されており、前立腺癌の積極的治療から利益が得られる対象を選択する方法であって、対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを示す方法を提供する。

第４の態様では、本発明は、前立腺癌治療後の補助療法を施す対象を選択する方法であって、対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が、対象が補助療法から利益が得られることを示す方法を提供する。

非罹患対照集団中のＭＩＣ−１血清濃度（ｐｇ／ｍＬ）の年齢ごとのボックスプロットを表すグラフである。 前立腺癌症例の臨床病期ごとのＭＩＣ−１血清濃度を表すグラフである。 全対象（Ａ、Ｂ、及びＣ）又は限局性疾患を有する対象（Ｄ、Ｅ、及びＦ）のいずれかについての、ＭＩＣ−１血清濃度と前立腺癌特異的生存率との関係性を実証するグラフである。（Ａ、Ｄ）ＭＩＣ−１血清濃度の四分位に層別化された生存率のカプラン−マイヤー推定である。（Ｂ、Ｅ）致死性前立腺癌を血液採取６年後まで検査した際の、ＭＩＣ−１血清濃度、ＰＳＡ、及びグリーソン合計の組合せ、並びにＭＩＣ−１血清濃度、ＰＳＡ、及びグリーソン合計の組合せの正確さを実証するインシデント／ダイナミック曲線下面積（Incident/dynamic area under curve）プロットであり、実線は、変動係数乗法型ハザードモデル（varying-coefficient multiplicative hazard model）に基づく推定曲線下面積を、血液を採取してからの時間に対してプロットしている。（Ｃ、Ｆ）ＭＩＣ−１単独、ＰＳＡ及びグリーソン合計の組合せ、並びにＭＩＣ−１、ＰＳＡ、及びグリーソン合計の組合せを含む予測モデルのための全体的一致サマリ（global concordance summary）である。共変量の再サンプリング及び生存観察に基づくノンパラメトリックブートストラップ法を適用して、全体的一致サマリの信頼区間（ＣＩ、confidence interval）を決定した。 全対象（Ａ、Ｂ、及びＣ）又は限局性疾患を有する対象（Ｄ、Ｅ、及びＦ）のいずれかについての、ＭＩＣ−１血清濃度と前立腺癌特異的生存率との関係性を実証するグラフである。（Ａ、Ｄ）ＭＩＣ−１血清濃度の四分位に層別化された生存率のカプラン−マイヤー推定である。（Ｂ、Ｅ）致死性前立腺癌を血液採取６年後まで検査した際の、ＭＩＣ−１血清濃度、ＰＳＡ、及びグリーソン合計の組合せ、並びにＭＩＣ−１血清濃度、ＰＳＡ、及びグリーソン合計の組合せの正確さを実証するインシデント／ダイナミック曲線下面積（Incident/dynamic area under curve）プロットであり、実線は、変動係数乗法型ハザードモデル（varying-coefficient multiplicative hazard model）に基づく推定曲線下面積を、血液を採取してからの時間に対してプロットしている。（Ｃ、Ｆ）ＭＩＣ−１単独、ＰＳＡ及びグリーソン合計の組合せ、並びにＭＩＣ−１、ＰＳＡ、及びグリーソン合計の組合せを含む予測モデルのための全体的一致サマリ（global concordance summary）である。共変量の再サンプリング及び生存観察に基づくノンパラメトリックブートストラップ法を適用して、全体的一致サマリの信頼区間（ＣＩ、confidence interval）を決定した。 血清ＭＩＣ−１レベルが、追跡期間内に死亡した全男性対照集団コホートから、見かけ上健康な対象を層別化することを実証するカプラン−マイヤープロットであり、（Ａ）対象が、血清ＭＩＣ−１中央値によって層別化される場合であり（中央値未満のＭＩＣ−１レベルを有する者の９４％と比較して、中央値を超えるＭＩＣ−１レベルを有する８２％が生存した；ｐ＜０．０００１）、（Ｂ）対象者が、血清ＭＩＣ−１四分位によって層別化される場合である。 血清ＭＩＣ−１レベル四分位から、双生児コホートの将来死亡率のリスクが予測されることを実証するカプラン−マイヤープロットである。 血清ＭＩＣ−１レベルは、生存期間と有意に関連し、（Ａ）一卵性双生児対（ＭＺ、monozygotic；ｒ＝０．４１９；ｐ＜０．０００１）及び（Ｂ）二卵性双生児対（ＤＺ、dizygotic；ｒ＝０．３４２；ｐ＝０．００４６）の遺伝的背景には依存しないことを実証するグラフであり、これらの相関は有意には異なっていなかった（相対的リスク比＝１．２７；９５％ＣＩ＝０．６３〜２．５３）。 １，４４２人の前立腺癌患者中のＭＩＣ−１血清濃度の四分位によって層別化された前立腺癌死亡の累積発生率を実証するグラフである。

本出願人は、驚くべきことに、血清ＭＩＣ−１が、見かけ上健康な対象の全死因死亡率の強力な予測因子であり、死亡のリスクが増加した患者を識別することができ、調査及び介入によって生活の質の向上及び医療費の削減が潜在的に可能になることを特定した。

したがって、第１の態様では、本発明は、見かけ上健康な対象の全生存の予後判定の方法であって、前記対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が、対象の死亡可能性の増加と関連している方法を提供する。

本明細書中で使用される場合、「全生存」という用語は、見かけ上健康な対象の生存を指すと理解されるべきであり、より具体的には、対象が、事故又は不運な出来事以外の任意の原因により死亡しないこと（例えば、対象が、癌、特に前立腺癌などの上皮癌、並びに心血管疾患及び心血管事象などの生死にかかわる病気又は状態などの医学的原因では死亡しないこと）、又は言いかえれば、対象が全死因死亡により死亡しないことであることが理解されるべきである。「見かけ上健康な対象」という用語は、本明細書中で使用される場合、生死にかかわる病気又は状態（上記で言及されているものなど）の明白な症状又は悪影響を示していない対象を指すことが理解されるべきである。好ましくは、対象は、前記対象から試験身体試料を採取する時点で見かけ上健康である。

本発明の第１の態様によると、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇から、事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加が予測される（つまり、ＭＩＣ−１量の上昇から、見かけ上健康な対象の死亡可能性の予後が提供される）ことが理解されるべきである。試験身体試料中にＭＩＣ−１量の上昇がない場合（例えば、検出されたＭＩＣ−１量が、正常であると見なされる範囲にある場合又はそれ未満である場合）、第１の態様の方法から、対象が全生存の可能性の増加を示すことが予測されることも理解されるべきである。

いくつかの実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇から、癌若しくは心血管疾患又は他の生死にかかわる医学的事象による死亡可能性の増加が予測される。

いくつかの実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇から、試験身体試料を採取してから１０年以内又はそうでなければ５年以内の対象の死亡可能性の増加が予測される。いくつかの実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇から、試験身体試料を採取してから３年以内又はそうでなければ１年以内の対象の死亡可能性の増加が予測される。

本発明の第１の態様の方法の目的でＭＩＣ−１の「量の上昇」と見なすことができるものの量は、使用される特定の身体試料タイプ及び対象の年齢により変動する場合がある。

第１の態様の方法で使用するのに好ましい試験身体試料は、血清試料であるが、羊水、胎盤抽出物、全血、血漿、軟膜、尿、脳脊髄液、精液、関節液、又は組織生検の試料も好適であり得る。当業者であれば、身体試料中のＭＩＣ−１量は、前記身体試料中のＭＩＣ−１の濃度又はレベルとして決定することができることを理解するであろう。さらに、当業者であれば、血漿の主成分が血清であり、違いは単に構成的フィブリノゲン及び他の凝固因子に過ぎないため、血清試料中のＭＩＣ−１の濃度は、血漿試料中のＭＩＣ−１の濃度と実質的に等価であることを理解するであろう。さらに、当業者であれば、全血は、血清又は血漿のおよそ半分で構成されているため、血清又は血漿試料中のＭＩＣ−１の濃度は、全血試料中のＭＩＣ−１の濃度のおよそ２倍に相当することを理解するであろう。

したがって、血清試料では、１ｎｇ／ｍＬを超える量は、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことが予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高く、１．３ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことが強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。さらに、血清試料中の１．６ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことがさらにより強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。

血清ＭＩＣ−１レベルの正常範囲は、およそ０．２〜１．１５０ｎｇ／ｍｌであることが以前に示されている（Brown, DA et al. (2003) MIC-1 serum level and genotype: associations with progress and prognosis of colorectal carcinoma. Clin Cancer Res 9:2642-2650）。しかしながら、本出願人は、ＭＩＣ−１が年齢と共に増加する傾向があることを示した。

したがって、いくつかの実施形態では、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことが予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い血清試料中のＭＩＣ−１量は、年齢がマッチしている見かけ上健康な対象について決定されたＭＩＣ−１レベルの最上位半分位（top haptile）の量である。そのため、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことが予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い血清試料中のＭＩＣ−１量は、４５歳〜５４歳では０．５４３ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、５５歳〜５９歳では０．６２６ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、６０歳〜６４歳では０．８３１ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、６５歳〜６９歳では０．９２６ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、７０歳〜７４歳では１．０２５ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、７５歳〜７９歳では１．２６０ｎｇ／ｍｌを超えていてもよい。

しかしながら、好ましい実施形態では、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことが予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い血清試料中のＭＩＣ−１量は、年齢がマッチしている見かけ上健康な対象について決定されたＭＩＣ−１レベルの最上位四分位の量である。そのため、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことが予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い血清試料中のＭＩＣ−１量は、４５歳〜５４歳では０．６７９ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、５５歳〜５９歳では０．９１４ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、６０歳〜６４歳では１．０８７ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、６５歳〜６９歳では１．１９９ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、７０歳〜７４歳では１．４３０ｎｇ／ｍｌを超えていてもよく、７５歳〜７９歳では１．７６５ｎｇ／ｍｌを超えていてもよい。

試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量は、例えば、抗ＭＩＣ−１抗体又はその断片を使用して、酵素結合免疫吸着測定法（ＥＬＩＳＡ、enzyme-linked immunosorbant assay）又は（例えば、組織生検の切片試料を用いた）免疫組織化学などのイムノアッセイによって容易に決定することができる。抗ＭＩＣ−１抗体及びその断片は、当業者に周知の方法のいずれかによって産生することができる。

本発明の第１の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、正常な対象（複数可）から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
によって検出される。

本明細書中で使用される場合、「正常な対象」という用語は、比較身体試料（複数可）を採取してから１０年以内に、事故又は不運な出来事以外の任意の原因で死亡しない対象を指す。

いくつかの実施形態では、正常な対象（複数可）は年齢がマッチしており、正常な対象（複数可）の年齢は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢と１０歳差以内である。より好ましくは、正常な対象（複数可）は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢の５歳以内である。

ＭＩＣ−１量の上昇が試験身体試料中に検出される場合、その量と正常な対象（複数可）のＭＩＣ−１量との違いが大きければ大きいほど、その量の上昇から、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことがより強く予測されることが理解されるべきである。したがって、いくつかの実施形態では、検体血清試料中に検出されたＭＩＣ−１量と正常な対象（複数可）のＭＩＣ−１量との、０．３ｎｇ／ｍＬを超える違いは、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高く、０．６ｎｇ／ｍＬを超える違いは、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことをより強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。

本発明の第１の態様のいくつかの実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である（注：連続測定後にＭＩＣ−１量の減少が検出される場合、本方法から、対象が全生存の可能性の増加を示すことが予測される）。したがって、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、同一対象の異なる時点で決定してもよい。例えば、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、特定の時間間隔で検出されてもよい。時間間隔は、対象の必要性に従って個別的な基準で決定してもよい。時間間隔は、例えば３カ月、１年、５年、又は１０年であってもよいが、時間間隔は、対象の任意の関連健康及び医学的要因に従って調整できることが理解されるべきである。したがって、対象内の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、所与の時点の試験身体試料中のＭＩＣ−１量を、より初期の時点の同一試験身体試料中のＭＩＣ−１量と比較することにより検出することができる。このように、ＭＩＣ−１量の上昇は、任意の所与の対象内の試験身体試料に存在するＭＩＣ−１量の増加を経時的に決定することによって検出することができる。

したがって、本発明の第１の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、より初期の時点で同一対象から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
による連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。

そのような実施形態では、対象内のＭＩＣ−１量の増加を調整して、対象の年齢の増加と通常は関連しているＭＩＣ−１量の増加を補償することができる。

連続測定後に対象で検出されたＭＩＣ−１量のより大きな増加から、より小さな増加よりも、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことがより強く予測されることが理解されるべきである。いくつかの実施形態では、連続測定を使用して検体血清試料中で検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．３ｎｇ／ｍＬを超える増加は、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことを示すＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高く、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．６ｎｇ／ｍＬを超える増加は、対象が事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加を示すことをより強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。

本発明の第１の態様のいくつかの実施形態では、対象は男性である。本発明の第１の態様のいくつかの実施形態では、対象は女性である。

さらに、いくつかの実施形態では、対象は３５歳を超えているか、又はより好ましくは４５歳を超えている。しかしながら、他の実施形態では、対象は、５５歳を超えていてもよく、又は６５歳を超えていてもよく、又はさらに７５歳を超えていてもよい。

第２の態様では、本発明は、男性対象における前立腺癌の予後判定の方法であって、対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が、前立腺癌進行の可能性の増加と関連している方法を提供する。

いくつかの実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇は、侵襲性前立腺癌への進行可能性の増加と関連している。本明細書中で使用される場合、「侵襲性前立腺癌」という用語は、より生死にかかわる前立腺癌に進行する、すなわちより重篤で有害な病期及び／又は転移に進行する可能性の高い前立腺癌を指すことが理解されるべきである。いくつかの侵襲性の癌では、これは、それほど侵襲性でない癌に一般的に生じるよりも高い割合で起こる場合があり、例えば侵襲性の癌は、１又は複数の年数をかけて、より重篤で有害な病期に進行する場合がある。侵襲性の癌の他の例では、これは、１〜３カ月の期間などをかけて、さらにより迅速に生じる場合がある。

本発明の第２の態様によると、ＭＩＣ−１量の上昇は、前立腺癌進行の可能性の増加と関連しており、結果的に前立腺癌による対象の死亡可能性の増加と関連する。

いくつかの実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇から、試料を採取してから１０年以内又はそうでなければ５年以内の前立腺癌による対象の死亡可能性の増加が予測される。いくつかの実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇から、試験身体試料を採取してから３年以内又はそうでなければ１年以内の対象の死亡可能性の増加が予測される。

本発明の第２の態様の方法でＭＩＣ−１の「量の上昇」と見なすことができるものの量は、使用される特定の身体試料タイプ及び対象の年齢により変動する場合がある。

第２の態様の方法で使用するのに好ましい試験身体試料は血清試料である。しかしながら、第１の態様の方法に関して上記で言及されているものなどの他の身体試料も好適であり得る。

血清試料では、１ｎｇ／ｍＬを超える量は、前立腺癌の進行が予測され、結果的に前立腺癌による対象の死亡可能性の増加が予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。さらに、血清試料中の１．３ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、前立腺癌の進行及び前立腺癌による対象の死亡可能性の増加が強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。或いは、血清試料中の１．４６６ｎｇ／ｍＬを超える量は、前立腺癌の進行及び前立腺癌による対象の死亡可能性の増加が強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。なおさらに、血清試料中の１．６ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、前立腺癌の進行及び前立腺癌による対象の死亡可能性の増加がさらにより強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。

本発明の第２の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、正常な対象（複数可）から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
によって検出される。

いくつかの実施形態では、正常な対象（複数可）の年齢は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢の１０歳以内である。より好ましくは、正常な対象（複数可）は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢の５歳以内である。

ＭＩＣ−１量の上昇が試験身体試料中に検出される場合、その量と正常な対象（複数可）のＭＩＣ−１量との違いが大きければ大きいほど、その量の上昇から、前立腺癌対象が前立腺癌による死亡可能性の増加を示すことがより強く予測されることが理解されるべきである。したがって、いくつかの実施形態では、検体血清試料中に検出されたＭＩＣ−１量と正常な対象（複数可）のＭＩＣ−１量との、０．３ｎｇ／ｍＬを超える違いは、前立腺癌対象が前立腺癌による死亡可能性の増加を示すことを示すＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高く、０．６ｎｇ／ｍＬを超える違いは、前立腺癌対象が前立腺癌による死亡可能性の増加を示すことをより強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表している可能性が高い。

本発明の第２の態様のいくつかの実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。したがって、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、同一対象の異なる時点で決定してもよい。例えば、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、前立腺癌と診断される前、又は前立腺癌と診断された直後の対象で検出してもよく、次いで診断後は、特定の時間間隔で検出してもよい。時間間隔は、対象の必要性に従って個別的な基準で決定してもよい。時間間隔は、例えば３カ月、又は１年、又は２年であってもよいが、時間間隔は、対象の病期、又は他の関連健康及び医学的要因に従って調整できることが理解されるべきである。したがって、対象内の試験身体試料中のＭＩＣ−１量の連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の上昇は、所与の時点の試験身体試料中のＭＩＣ−１量を、より初期の時点の同一試験身体試料中のＭＩＣ−１量と比較することにより検出することができる。このように、ＭＩＣ−１量の上昇は、任意の所与の対象内の試験身体試料に存在するＭＩＣ−１量の増加を経時的に決定することによって検出することができる。

したがって、本発明の第２の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、より初期の時点で同一対象から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
による連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。

そのような実施形態では、対象内のＭＩＣ−１量の増加を調整して、対象の年齢の増加と通常は関連しているＭＩＣ−１量の増加を補償することができる。

連続測定後に対象で検出されたＭＩＣ−１量のより大きな増加から、より小さな増加よりも、対象が前立腺癌の進行及び結果的には前立腺癌による死亡可能性の増加がより強く予測されることが理解されるべきである。いくつかの実施形態では、連続測定を使用して血清試料中で検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．３ｎｇ／ｍＬを超える増加は、前立腺癌の進行及び前立腺癌による対象の死亡可能性の増加が強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高く、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．６ｎｇ／ｍＬを超える増加は、前立腺癌の進行及び前立腺癌による対象の死亡可能性の増加がさらにより強く予測されるＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。

本発明の第２の態様のいくつかの実施形態では、対象は３５歳を超えているか、又はより好ましくは４５歳を超えている。しかしながら、いくつかの実施形態では、対象は、５５歳を超えていてもよく、又は６５歳を超えていてもよく、又はさらに７５歳を超えていてもよい。

本発明の第２の態様の方法による結果は、１又は複数の他の予後指標（例えば、グリーソン合計、ＰＳＡ、ＴＭＮ病期）と組み合わせて使用することができる。加えて、前立腺癌組織核のＭＩＣ−１ストローマ染色の評価（Bauskin et al. (2005) Cancer Res 65(6) 2330- 2336に記述されており（Bauskin et al. (2005) The propeptide mediates formation of stomal stores of PROMIC-1: Role in Determining Prostate Cancer Outcome. Cancer Res 65(6) 2330-2336）、その全内容が本明細書に組み込まれる）と組み合わせて本方法の結果を使用すると、致死性の限局性前立腺癌と非致死性の限局性前立腺癌（つまり、臓器限定性前立腺癌）との間でさらに予後判定を可能にすることができる。前立腺癌組織のＭＩＣ−１ストローマ染色は、例えば、抗ＭＩＣ−１抗体を使用した免疫組織化学による方法を含めて、当業者に周知である好適な方法のいずれかを使用して実施することができる。したがって、本方法は、グリーソン合計、前立腺特異抗原量、ＭＩＣ−１のストローマ染色、及び腫瘍結節転移期からなる群から選択される１又は複数の予後因子と組み合わせて、ＭＩＣ−１量の上昇を検出することをさらに含む。

前立腺癌を有する患者は、癌の監視的待機を受けてもよく、手術、放射線療法、高密度焦点式超音波療法（ＨＩＦＵ）、化学療法、冷凍手術、ホルモン療法、遺伝子治療、ワクチン接種、サイトカイン若しくはサイトカイン調節療法（例えば、抗体療法）、又はこれらの療法のいくつかの組合せを含む任意の方法によって治療されてもよい。

したがって、第３の態様では、本発明は、前立腺癌と診察されており、前立腺癌の積極的治療から利益が得られる対象を選択する方法であって、対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを示す方法を提供する。

いくつかの実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを示す。他の実施形態では、ＭＩＣ−１量の上昇は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを強く示す。

本明細書中で使用される場合、「前立腺癌の積極的治療」という用語は、全前立腺の摘出などの、疾患を除去及び／又は制御することができる前立腺癌の治療を指すことが理解されるべきである。そのような積極的治療は、望ましくない副作用を伴う場合があるが、前立腺癌がより生死にかかわる前立腺癌に進行すること、すなわち、より重篤で有害な病期及び／又は転移への進行を防止することができる。積極的治療には、手術、放射線療法、高密度焦点式超音波療法（ＨＩＦＵ）、化学療法、冷凍外科、ホルモン療法、遺伝子治療、ワクチン接種、サイトカイン若しくはサイトカイン調節療法（例えば、抗体療法）、又はこれらの療法のいくつかの組合せが含まれていてもよい。

いくつかの実施形態では、対象は新たに前立腺癌と診察されている。

第３の態様の方法で使用するのに好ましい試験身体試料は血清試料である。しかしながら、第１の態様の方法に関して上記で言及されているものなどの他の身体試料も好適であり得る。

本発明の第３の態様の方法でＭＩＣ−１の「量の上昇」と見なすことができるものの量は、本発明の第１及び第２の態様に関して上述されているように、使用される特定の身体試料タイプ及び対象の年齢により変動する場合がある。

前立腺癌と診察された対象由来の血清試料では、１ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。さらに、血清試料中の１．３ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高く、１．６ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることをさらにより強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。

試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量は、本発明の第１及び第２の態様に関して記述されているように、容易に決定することができる。

本発明の第３の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、正常な対象（複数可）から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
によって検出される。

いくつかの実施形態では、正常な対象（複数可）の年齢は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢と１０歳差以内である。より好ましくは、正常な対象（複数可）の年齢は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢と５歳差以内である。

本発明の第３の態様のいくつかの実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。したがって、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、同一対象の異なる時点で決定してもよい。例えば、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、前立腺癌と診断される前、又は前立腺癌と診断された直後の対象で検出してもよく、次いで診断後は、特定の時間間隔で検出してもよい。時間間隔は、対象の必要性に従って個別的な基準で決定してもよい。時間間隔は、例えば３カ月、又は１年、又は２年であってもよいが、期間は、対象の病期、又は任意の他の関連健康及び医学的要因に従って調整できることが理解されるべきである。したがって、対象内の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、所与の時点の試験身体試料中のＭＩＣ−１量を、より初期の時点の同一試験身体試料中のＭＩＣ−１量と比較することにより検出することができる。このように、ＭＩＣ−１量の上昇は、任意の所与の対象内に存在するＭＩＣ−１量の増加を経時的に決定することによって検出することができる。

したがって、本発明の第３の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、より初期の時点で同一対象から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
による連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。

そのような実施形態では、対象内のＭＩＣ−１量の増加を調整して、対象の年齢の増加と通常は関連しているＭＩＣ−１量の増加を補償することができる。

連続測定後に対象で検出されたＭＩＣ−１量のより大きな増加は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益を得ることができることをより強く示すことが理解されるべきである。いくつかの実施形態では、連続測定を使用して血清試料中で検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．３ｎｇ／ｍＬを超える増加は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益を得る場合があることを強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高く、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．６ｎｇ／ｍＬを超える増加は、対象が前立腺癌の積極的治療から利益が得られることを強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。

本発明の第３の態様のいくつかの実施形態では、対象は３５歳を超えているか、又はより好ましくは４５歳を超えている。しかしながら、いくつかの実施形態では、対象は、５５歳を超えていてもよく、又は６５歳を超えていてもよく、又はさらに７５歳を超えていてもよい。

本発明の第３の態様の方法による結果は、１又は複数の他の予後指標（例えば、グリーソン合計及びＰＳＡ）と組み合わせて使用することができる。加えて、ＭＩＣ−１ストローマ染色の評価と組み合わせて本方法の結果を使用すると、治療戦略を選択するための追加的な能力が可能になり得る。したがって、本方法は、グリーソン合計、前立腺特異抗原量、ＭＩＣ−１ストローマ染色、及び腫瘍結節転移期からなる群から選択される１又は複数の予後因子と組み合わせて、ＭＩＣ−１量の上昇を検出することをさらに含む。

本出願人は、ＭＩＣ−１血清レベルが、手術又は放射線療法などの積極的治療後でさえ、前立腺癌患者において上昇したままの場合がある（つまり、ＭＩＣ−１レベルの上昇は、残存する未検出の癌による場合がある）ことも観察した。そのような場合、そのような治療後にＭＩＣ−１レベルの上昇を測定すると、補助療法から利益を得ることができる対象を示すことができる。

したがって、第４の態様では、本発明は、前立腺癌治療後の補助療法を施す対象を選択する方法であって、対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、ＭＩＣ−１量の上昇が、対象が補助療法から利益が得られることを示す方法を提供する。

本明細書中で使用される場合、「補助療法」という用語は、全前立腺の摘出などの、疾患を除去及び／又は制御することができる前立腺癌の追加的な治療を指すことが理解されるべきである。そのような補助療法は、望ましくない副作用を伴う場合があるが、前立腺癌がより生死にかかわる前立腺癌に進行すること、すなわち、より重篤で有害な病期及び／又は転移に進行するのを防止することができる。補助療法には、手術、放射線療法、高密度焦点式超音波療法（ＨＩＦＵ）、化学療法、冷凍外科、ホルモン療法、遺伝子治療、ワクチン接種、サイトカイン若しくはサイトカイン調節療法（例えば、抗体療法）、又はこれらの療法のいくつかの組合せが含まれていてもよい。

第４の態様の方法で使用するのに好ましい試験身体試料は血清試料である。しかしながら、第１の態様の方法に関して上記で言及されているものなどの他の身体試料も好適であり得る。

本発明の第４の態様の方法でＭＩＣ−１の「量の上昇」と見なすことができるものの量は、本発明の第１及び第２の態様に関して上述されているように、使用される特定の身体試料タイプ及び対象の年齢により変動する場合がある。

前立腺癌と診察された対象由来の血清試料では、１ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が前立腺癌の補助療法から利益が得られることを示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。さらに、血清試料中の１．３ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が前立腺癌の補助療法から利益が得られることを強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高く、１．６ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量は、対象が前立腺癌の補助療法から利益が得られることをさらにより強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。

試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量は、本発明の第１及び第２の態様に関して記述されているように、容易に決定することができる。

本発明の第４の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、正常な対象（複数可）から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
によって検出される。

いくつかの実施形態では、正常な対象（複数可）の年齢は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢の１０歳以内である。より好ましくは、正常な対象（複数可）は、関連試験身体試料が採取された対象の年齢の５歳以内である。

本発明の第４の態様のいくつかの実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。したがって、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、同一対象の異なる時点で決定してもよい。例えば、試験身体試料中のＭＩＣ−１量は、前立腺癌と診断される前、又は前立腺癌と診断された直後の対象で検出してもよく、次いで診断後は特定の時間間隔で検出してもよく、並びに前立腺癌の治療後の特定の時間で検出してもよい。時間間隔は、対象の必要性に従って個別的な基準で決定してもよい。時間間隔は、例えば３カ月、又は１年、又は２年であってもよいが、期間は、対象の病期、又は任意の他の関連健康及び医学的要因に従って調整できることが理解されるべきである。したがって、対象内の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、所定の時点の試験身体試料中のＭＩＣ−１量を、より初期の時点の同一試験身体試料中のＭＩＣ−１量と比較することにより検出することができる。このように、ＭＩＣ−１量の上昇は、任意の所与の対象内に存在するＭＩＣ−１量の増加を経時的に決定することによって検出することができる。

したがって、本発明の第４の態様の実施形態では、試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇は、
（ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
（ii）前記ＭＩＣ−１量を、より初期の時点で同一対象から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
による連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の増加である。

そのような実施形態では、対象内のＭＩＣ−１量の増加を調整して、対象の年齢の増加と通常は関連しているＭＩＣ−１量の増加を補償することができる。

連続測定後に対象で検出されたＭＩＣ−１量のより大きな増加は、対象が前立腺癌の補助療法から利益を得ることができることをより強く示すことが理解されるべきである。いくつかの実施形態では、連続測定を使用して血清試料中で検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．３ｎｇ／ｍＬを超える増加は、対象が前立腺癌の補助療法から利益を得る場合があることを強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高く、連続測定を使用して検出された対象内のＭＩＣ−１量の０．６ｎｇ／ｍＬを超える増加は、対象が前立腺癌の補助療法から利益が得られることを強く示すＭＩＣ−１量の上昇を表す可能性が高い。

本発明の第４の態様のいくつかの実施形態では、対象は３５歳を超えているか、又はより好ましくは４５歳を超えている。しかしながら、いくつかの実施形態では、対象は、５５歳を超えていてもよく、又は６５歳を超えていてもよく、又はさらに７５歳を超えていてもよい。

本発明の第４の態様の方法による結果は、１又は複数の他の予後指標（例えば、グリーソン合計及びＰＳＡ）と組み合わせて使用することができる。加えて、ＭＩＣ−１ストローマ染色の評価と組み合わせて本方法の結果を使用すると、治療戦略を選択するための追加的な能力が可能になり得る。例えば、ＭＩＣ−１ストローマ染色レベルは、根治的な前立腺切除後の前立腺癌の転帰と関係しており、ストローマレベルの減少は、疾患再発の重要な独立予測因子を提供することが以前に示されている（Bauskin et al. (2005) The propeptide mediates formation of stomal stores of PROMIC-1: Role in Determining Prostate Cancer Outcome. Cancer Res 65(6) 2330-2336）。したがって、本方法は、グリーソン合計、前立腺特異抗原量、ＭＩＣ−１ストローマ染色、及び腫瘍結節転移期からなる群から選択される１又は複数の予後因子と組み合わせて、ＭＩＣ−１量の上昇を検出することをさらに含む。

これから、以下の非限定的な例及び添付の図面によって本発明を説明する。
［実施例］

健康な対照集団及び前立腺癌患者中のＭＩＣ−１血清濃度
材料及び方法
前立腺癌研究集団
前立腺癌集団は、スウェーデン癌前立腺（ＣＡＰＳ、Cancer Prostate in Sweden）研究として知られている前立腺癌病因学の集団ベースのケースコントロール研究の一部であり、２００１年１月〜２００３年１０月に登録した２相で実施された。手短かに言えば、対象は全て３５歳〜７９歳の男性であり、病理学的に確認された前立腺の腺癌（ＩＣＤ−１０：Ｃ６１）を有していた。１３８０前立腺癌症例に由来する血清試料を、ＭＩＣ−１血清分析のために回収した。腫瘍結節転移（ＴＮＭ）期、グリーソン合計、診断的前立腺特異抗原（ＰＳＡ）濃度、及び一次治療などの臨床情報は、全国前立腺癌登録（National Prostate Cancer Registry）との連係を介して取得した（表１）。前立腺癌患者は、診断日の平均４．９カ月後（範囲は０．７〜２３．７カ月）に血液を提供し、血液は分析まで−７０℃で保管した。

見かけ上健康な対照集団
未罹患の見かけ上健康な８７６人の男性対照集団対象を、スウェーデン人口登録（Swedish Population Registry）から無作為に選択し、上述した前立腺症例の予想分布と、年齢（５つの年齢分類の）及び地理的住居による頻度をマッチさせた。症例は、全て３５歳〜７９歳の男性であった。８７６人の対照集団対象由来の血清試料を、ＭＩＣ−１血清分析用に回収した。

追跡評価
前立腺癌特異的死亡の完全追跡は、各研究参加者に固有の国民登録番号を使用して、スウェーデン死因登録（Swedish Cause of Death Registry）の記録連係により２００７年３月１日までに達成した。経験を積んだ腫瘍学者によって実施された死亡診断書の調査により、２００４年１２月３１日後に死亡した対象の死因を確定し、前立腺癌特異的死亡を、前立腺癌が原死因として分類されたものとして定義した。平均追跡期間は、４．６年だった（範囲は０．６〜６．５年）。合計３２５人（２３％）の前立腺癌患者が追跡中に死亡し、そのうち２１８（１５％）人は前立腺癌が原死因として分類された。未罹患対照集団の中では、８２人（９％）が追跡中に死亡した。

ＭＩＣ−１血清レベルの決定
ＭＩＣ−１血清レベルを、ＭＩＣ−１サンドイッチＥＬＩＳＡを使用して決定した。サンドイッチＥＬＩＳＡは、マウスモノクローナル抗体（ＭＡｂ、monoclonal antibody）２６Ｇ６Ｈ６を抗原捕捉用に（Brown DA., et al. (2002) Antibody-based approach to high volume genotyping for MIC-1 polymorphism. Biotechniques;33(1):118-120, 22, 24 passim、Moore AG., et al. (2000) The transforming growth factor-β superfamily cytokine macrophage inhibitory cytokine-1 is present in high concentrations in the serum of pregnant women. J Clin Endocrinol Metab; 85(12): 4781-4788）、ヒツジポリクローナル抗体（ＰＡｂ、polyclonal antibody）２３３Ｂ３−Ｐを検出用に（Brown DA., et al. (2002) Antibody-based approach to high volume genotyping for MIC-1 polymorphism. Biotechniques;33(1):118-120, 22, 24 passim）使用して確立した。両抗体の至適濃度を決定し、次いで、その後の研究全てに使用した。９６ウエルMaxisorp ＥＬＩＳＡプレートを、コーティング緩衝液（蒸留水中０．１ｍｏｌ／Ｌの炭酸塩、ｐＨ９．４〜９．８）で１：５に希釈されたＭＡｂ２６Ｇ６Ｈ６上清（終濃度は、およそ２０ｎｇ／ｍＬであった）で、２４時間４℃でコーティングした。その後、ＥＬＩＳＡプレートを、３００μＬ／ウエルのリン酸緩衝生理食塩水（ＰＢＳ、phosphate buffered saline）中１％（重量／容積）のウシ血清アルブミン（ＢＳＡ、bovine serum albumin）で３回、３７℃で２時間洗浄した。その後、組換えヒトＭＩＣ−１（ｒｈＭＩＣ−１、recombinant human MIC-1）標準物質、組織培養上清、又は患者血清をプレートに添加し（１００μＬ／ウエル）、３７℃で１時間インキュベートした。プレートを３回洗浄し、その後、抗体希釈液（Ａｂ ｄｉｌ、antibody diluent；１％（重量／容積）ＢＳＡ及び０．０５％（容積／容積）ツイーン−２０を含有するＰＢＳ）で１：５０００に希釈したヒツジＰＡｂ２３３Ｂ３−Ｐを、１００μＬ／ウエルで添加し、３７℃で１時間インキュベートした。その後ＥＬＩＳＡプレートを３回洗浄し、Ａｂ ｄｉｌで１：５０００に希釈したビオチン化ロバ抗ヒツジＩｇＧを１００μＬ／ウエルで添加し、３７℃で１時間インキュベートした。プレートを４回洗浄し、その後、０．０１４％Ｈ_２Ｏ_２、ｐＨ５．０を含有する０．０５ｍｏｌ／Ｌリン酸−クエン酸緩衝液（Sigma社製）中のペルオキシダーゼ基質（１ｍｇ／ｍＬのｏ−フェニレンジアミン二塩化水素化物（Sigma社製））を、１００μＬ／ウエルで添加した。発色は、５〜１５分間その進行を可能にさせ、４ＮのＨ_２ＳＯ_４を１００μＬ／ウエルで添加することによって終了させた。４９０ｎｍの吸光度をマイクロプレートリーダーで測定した。試料中のヒトＭＩＣ−１（ｈＭＩＣ−１、human MIC-1）の濃度を、ｒｈＭＩＣ−１標準曲線と比較して決定した。標準曲線は、マイクロプレートリーダー（Pasteur Diagnostics社製）に備えられている標準曲線フィッティングソフトウェアを使用して作成した。標準曲線のｒｈＭＩＣ−１濃度は、この標準物質を、高度に精製された組換えＭＩＣ−１のマスター標準物質と比較することに基づいて決定した。マスター標準物質タンパク濃度は、総アミノ酸組成の８つの推定を平均することによって決定した。試料は全て三重反復で少なくとも２度アッセイした。結果は、平均＋／−ＳＤとして表されている。血清試料には、血清濃度を測定するために盲検的に表示を付けた。

統計分析
ＭＩＣ−１血清レベルを、ＡＮＯＶＡ分析を使用して、対数変換されたＭＩＣ−１濃度レベルと年齢ごとに比較した。生存は、診断日から死亡日まで又は打ち切り日（２００７年３月１日）まで評価した。生存期間は、前立腺癌以外の原因により死亡した患者の死亡時に打ち切った。コックス回帰モデルをフィッティングして、ＭＩＣ−１血清レベルによる前立腺癌死亡率のハザード比（ＨＲ、hazard ratio）を評価した。

結果
未罹患対照集団のＭＩＣ−１血清濃度と年齢との関連
表２及び図１に示されているように、ＭＩＣ−１血清濃度は、未罹患の見かけ上健康な対照集団対象において、年齢と強い相関性を示した。例えば、４５〜５４歳の平均±ＳＤ ＭＩＣ−１血清濃度は、５４３±３５２ｐｇ／ｍｌであり、その一方で、７５〜７９歳では１２６０±１０３３ｐｇ／ｍｌだった。

未罹患対照集団におけるＭＩＣ−１血清濃度と全生存率との関連性
表３に示されているように、ＭＩＣ−１血清濃度は、驚くべきことに、対照集団コホートにおいて全生存率と強い逆相関を示した。例えば、対照集団を血清ＭＩＣ−１レベルによる四分位に層別化すると、６７３ｐｇ／ｍｌ未満のＭＩＣ−１血清濃度を有する、対照集団の３％が任意の原因で死亡したに過ぎないが、１２９９ｐｇ／ｍｌを超えるＭＩＣ−１血清濃度を有する、対照集団の２２％が任意の原因で死亡した。

前立腺癌患者コホート及び追跡
合計で、前立腺癌症例の４１４例（３０％）が、ＰＳＡ検査におけるＰＳＡ濃度の上昇により発見され、患者の８９７人（６５％）は、癌が前立腺被膜内に限定されており領域的転移又は遠隔転移の証拠がない限局性疾患と診察された（表１）。大多数の患者は初期治療を受けており、研究コホートの４８％は、主に治癒目的の治療を受けており、３５％が緩和目的の治療を受けていた。１３８０人のうち３１６人（２３％）が追跡中に死亡し、そのうち２１８（１５％）人は前立腺癌が原死因として分類された。平均追跡期間は、４．７年だった（範囲は０．１〜５．９年）。

ＭＩＣ−１血清濃度及び前立腺癌疾患の臨床病期
ＭＩＣ−１血清濃度は、前立腺癌の様々な臨床病期にわたって有意に異なっていた（Ｐ＜０．００１）。ＭＩＣ−１血清濃度の有意な上昇が、限局性第Ｉ〜II期疾患（平均＝１１０１ｐｇ／ｍｌ）を有する患者と比較して、限局性進行期III前立腺癌を有する患者（平均＝１３９４ｐｇ／ｍｌ、ｐ＜０．００１）、及び転移性第IV期前立腺癌を有する患者（平均＝２０８４ｐｇ／ｍｌ、ｐ＜０．００１）の中で観察された。

ＭＩＣ−１血清濃度及び前立腺癌死
前立腺癌患者を、血清ＭＩＣ−１レベルによる四分位に層別化した。最終的に前立腺癌で死亡した患者のＭＩＣ−１血清濃度の分布は、生存患者と比較して、最上位四分位に向かって歪んでいた（図２）。単変量コックス回帰分析により、ＭＩＣ−１濃度の増加とより高い死亡率との間に強い関連性があることが明らかにされ、対数変換されたＭＩＣ−１濃度の各１００％増加は、４倍高い死亡率と関連していた（傾向検定のＰ＜０．００１）。７２２ｐｇ／ｍＬ未満のＭＩＣ−１血清濃度を示した患者の６％のみが追跡中に死亡した一方で、１４６６ｐｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１血清濃度を示した患者の３０％が死亡し、６倍の勾配（gradient）をもたらした（ハザード比＝６．１、９５％信頼区間（ＣＩ）＝３．８〜９．８；表４）。

グリーソン合計、ＴＮＭ期、及びＰＳＡ濃度を調整すると、ＭＩＣ−１血清濃度と前立腺癌生存率との関連性の強さが弱くなった。しかしながら、より高いＭＩＣ−１濃度は、依然として予後の独立予測因子であり、最下位分類と比較して、最上位分類において３倍を超えるより高い死亡率を示していた（ハザード比＝３．４、９５％ＣＩ＝２．０〜５．８；表４）。

全研究コホートと比較して、ＭＩＣ−１血清濃度と前立腺癌生存率とのさらにより強い関連性が、限局性疾患を有する患者の中で観察された。最も高い血清ＭＩＣ−１濃度を有する患者は、最下位分類の患者よりも１１倍高い死亡率に遭遇した（ハザード比＝１１．４、９５％ＣＩ＝３．４〜３８．３）。調整された分析では、ＭＩＣ−１は、依然として独立予後因子であり、最下位分類と比較して、最上位分類においてほとんど６倍高い死亡率を示した（ハザード比＝５．８、９５％ＣＩ＝１．７〜２０．２）。

前立腺癌転帰に関するＭＩＣ−１血清濃度の予測精度
ＭＩＣ−１血清濃度は、初期の追跡期間の間は、致死性前立腺癌と非致死性前立腺癌との分類に良好な予測精度を示した。しかしながら、識別能力は、追跡終了時のおよそ０．６８へと時間と共に徐々に減少し、結果として全体的一致サマリは０．７０になった（９５％ＣＩ＝０．６５〜０．７２；図３）。全体的一致サマリは、ＰＳＡ及びグリーソン合計を含む予測モデルの場合の０．８２から、ＭＩＣ−１をさらに含んでいた予測モデルの場合の０．８４にまで有意に増加した（ｐ＜０．００１）。限局性疾患と診察された患者の中では、全体的一致サマリは、ＰＳＡ及びグリーソン合計に加えてＭＩＣ−１が予測モデルに含まれていた場合、０．８２から０．８６にまで有意に増加した（ｐ＜０．００１）。

考察
この例に記述されている研究は、ＭＩＣ−１血清濃度と疾患病期との間に関連性を確認し、前立腺癌患者の大規模集団に基づくコホートにおいて、血清ＭＩＣ−１濃度の予後上の価値を実証する。グリーソン合計、臨床病期、及び診断的ＰＳＡ濃度を含む重要な予後因子が調整された多変量分析でも、ＭＩＣ−１は、依然として疾患転帰の独立予後指標であった。

重要なことには、臓器限定性疾患において、血清ＭＩＣ−１濃度の上昇は、最終的に致死性の前立腺癌の強力な独立予測因子であった。血清ＭＩＣ−１濃度の予測的価値は、従来の疾患マーカー（グリーソン合計及びＰＳＡ）を致死性前立腺癌と非致死性前立腺癌を分類するためにさらに使用した場合、さらに増強された。初期の限局性前立腺癌における血清ＭＩＣ−１、グリーソン合計、及びＰＳＡの予後上の価値は、特に優れていた。これらの結果は、血清ＭＩＣ−１濃度が、前立腺癌進行を予測可能である重要なバイオマーカーであることを強く示す。

本研究は、血清ＭＩＣ−１濃度とＰＳＡ濃度及びグリーソン合計とを組み合わせると、特に限局性疾患を有する患者の中で疾患転帰の予後判定の精度が向上することも示す。厳密に言えば、この向上は初期事象の予測に最も優れており、追跡期間が増加するにつれて予測的な有益性は徐々に低下した。したがって、診断的なＭＩＣ−１濃度の上昇を使用して、局所療法に加えて全身性一次補助療法から利益を得ることができる患者を識別することができる。

ＭＩＣ−１と癌との間の強い関係性にもかかわらず、腫瘍発生におけるその役割は十分に理解されていない（Bauskin AR., et al. (2006) Role of macrophage inhibitory cytokine-1 in tumourigenesis and diagnosis of cancer. Cancer Res 66(10): 4983-4986）。大多数の研究では、ｐ５３依存性経路及びｐ５３非依存性経路の両方を介するアポトーシスの誘導による腫瘍増殖の調節（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 p53 overexpression. J Biol Chem 275(26): 20127-20135、Albertoni M., et al. (2002) Anoxia induces macrophage inhibitory cytokine-1 (MIC-1) in glioblastoma cells independently of p53 and HIF-1. Oncogene;21(27): 4212-4219、Baek SJ., et al. (2001) Cyclooxygenase inhibitors regulate the expression of a TGF-beta superfamily member that has proapoptotic and antitumourigenic activities. Mol Pharmacol 59(4): 901-908）、及び抗血管新生活性による腫瘍増殖の調節（Ferrari N., et al. (2005) The transforming growth factor-beta family members bone morphogenetic protein-2 and macrophage inhibitory cytokine-1 as mediators of the antiangiogenic activity of N-(4-hydroxyphenyl)retinamide. Clin Cancer Res. 11(12): 4610-4619）の両方において、ＭＩＣ−１は抗腫瘍形成的な役割を果たしていることが報告されている。しかしながら、腫瘍形成活性の増強も報告されている（Lee DH. et al. (2003) Macrophage inhibitory cytokine-1 induces the invasiveness of gastric cancer cells by up-regulating the urokinase-type plasminogen activator system. Cancer Res. 63(15): 4648-4655）。本研究では、ＭＩＣ−１血清濃度と前立腺癌特異的生存率との間に、有意な関連性が観察された。血清ＭＩＣ−１濃度と前立腺癌死との間の関連性に一貫した方向性があることは、前立腺癌進行においてＭＩＣ−１が機能的な役割を果たしていることを示唆する。

結論として、ＭＩＣ−１血清濃度は、限局性進行疾患及び転移性疾患を有する前立腺癌患者において著しく上昇していた。加えて、血清ＭＩＣ−１濃度は、特に前立腺に限局している疾患を有する患者の中で、公知の予後因子から独立して、前立腺癌死の強力な予測因子であった。さらに、血清ＭＩＣ−１濃度は、対照集団の中で年齢及びさらには全生存率との間に強い相関性を示した。

見かけ上健康な男性対照集団コホートにおける血清ＭＩＣ−１と生存率との間の関連性のさらなる検討
材料及び方法
男性対照集団対象の追跡評価
上述の見かけ上健康な８７６人の初期コホートの場合、特異的死亡の完全追跡は、各研究参加者に固有の国民登録番号を使用してスウェーデン死因登録への記録連係により２００７年３月１日までに達成した。死亡診断書を調査することにより、２００４年１２月３１日後に死亡した個人の死因を確定した。平均追跡期間は、５．２年だった（範囲は０．１〜５．９年）。合計１０２人の患者（１２％）が追跡中に死亡し、死因を死亡診断書から取得し、国際疾病分類（ＩＣＤ、International Classification of Diseases）の基準に従ってコード化した。全死亡率を見ることに加えて、癌（ＩＣＤ９ １４０〜２３９、ＩＣＤ１０ Ｃ００〜Ｄ４８）及び心血管疾患（ＣＶＤ、cardiovascular disease）（ＩＣＤ９ ４０１〜４５９又はＩＣＤ１０ Ｉ１０〜Ｉ９９）による主要死因を検討した。

統計分析
結果は、中央値及び（±）範囲として表されており、そうでないと指示されていない限り、ｐ＜０．０５は有意性を示す。連続変数及び分類変数について、独立ｔ検定及びカイ二乗分析をそれぞれ使用してコホートを比較した。多くの数値は正規分布していなかったため、マーカー間の相関性は、スピアマンの順位相関検定によって計算した。累積生存率の違いを、様々なＭＩＣ−１レベルを有する患者間で比較した。血液採取日から死亡日まで、所望の時間間隔の長さが早い場合はそこで打ち切って曝露量を計算した。死亡及び９５％ＣＩの未調整及び調整相対リスク（ＲＲ、relative risk）を、コックス比例ハザードモデルの使用によって評価した。以前の分析で独立危険因子であると特定された変数を用いて、モデルをまずフィッティングした後で、調整ＲＲを推定した。生存曲線をカプラン−マイヤー法で計算し、ログランク統計を使用してリスク層化群中で比較した。相関係数を比較した場合は、相関性ｚ検定により相関性ｒ値を決定し、フィッシャーのｒ−ｚ変換法（Fisher r to z transformation）を使用して比較した。相対リスクの比較は、以前に記述されているように実施した（Altman, D. G. & Bland, J. M. (2003) Interaction revisited: the difference between two estimates. BMJ 326, 219）。分析は、StatView 5.0ソフトウェア（SAS Inc.社製、Ｃａｍｐｕｓ Ｄｒｉｖｅ、Ｃａｒｙ、ＮＣ、アメリカ合衆国）を用いて実施した。

結果及び考察
男性対照集団コホートの特徴
参加した８７６人の対象のうち、１０２人が追跡期間中に死亡した。これらのうち、３０人が癌で死亡し、４６人の患者が心血管系事象を患い、そのうち１３の事象は心筋虚血性事象であった。残りの２６人の患者は、他の原因で死亡したか、又は死亡診断書に基づいては確定的に分類することができなかった（表５）。血清ＭＩＣ−１レベルの中央値は、９３４ｐｇ／ｍｌ（範囲は１５６〜９６３８ｐｇ／ｍｌ；四分位範囲は６２８ｐｇ／ｍｌ）であった。

血清ＭＩＣ−１レベルは正常男性集団における死亡の予測因子である
血清ＭＩＣ−１レベルは、年齢と有意に関連しており、３．３８（９５％ＣＩ＝１．３８〜８．２６）の年齢調整相対死亡リスクを有する全男性コホートにおける死亡率を予測した。男性対照コホートの８７６対象の中央値（９３５＋６２７ｐｇ／ｍｌ）を超えた血清ＭＩＣ−１レベルは、死亡と関連していた（ｐ＜０．０００１）。血清ＭＩＣ−１中央値（９３５ｐｇ／ｍｌ）によって層別化された対象のカプラン−マイヤープロットは、中央値より大きいＭＩＣ−１レベルを有する対象者が、中央値未満のＭＩＣ−１レベルを有する対象者の生存率と比較して、不良な生存率を有意に示したことを表している（９４％と比較して８２％；ｐ＜０．０００１；図４Ａ）。さらに、血清ＭＩＣ−１レベルは、研究期間内に最終的に死亡した対象において有意に高かった（死亡した対象の中央値＝１４３２ｐｇ／ｍｌと比較して、生存した対象の中央値＝８８５ｐｇ／ｍｌ；ｐ＜０．０００１）。しかしながら、死亡した対象は、生存した対象より有意に年齢が高かった（死亡した対象の血液採取時の中央値年齢＝７５歳と比較して、生存者の血液採取時の中央値年齢＝６７歳；ｐ＜０．０００１）。さらに、血清ＭＩＣ−１レベルは、年齢と相関していた（ρ＝０．４５８；ｐ＜０．０００１）。図４Ｂで示されているように、コホートを、血清ＭＩＣ−１レベルに基づいて四分位に分割し再検討した。追跡期間内に死亡した大多数の対象は、最上位四分位（１２９９ｐｇ／ｍｌを超える）の血清ＭＩＣ−１レベルを示していた。さらに、最上位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルは、死亡と有意に関連しており（ｐ＜０．０００１）、下位３四分位では９０％を超える対象が生存したのと比較して、この四分位では７４％の対象が生存したに過ぎなかった。非心血管性又は非癌性の原因、心血管疾患、及び癌により最終的に死亡した男性は全て、最上位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルを有する可能性がより高かった（それぞれ、ｐ＝０．００３４、ｐ＜０．０００１、ｐ＝０．０４２９）。コックス比例ハザードモデルを使用して、最上位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルは、表６に示されているように７倍を超える死亡リスクの増加を生起させた（ＲＲ ７．０５；９５％ＣＩ ３．４９〜１４．２５）。他の死亡リスク、喫煙歴、ＢＭＩ、及び年齢を調整しても、最上位四分位の血清ＭＩＣ−１は、依然として将来の死亡と有意に関係した（ＲＲ ３．３８；９５％ＣＩ １．３８〜８．２６；表６）。

したがって、血清ＭＩＣ−１レベルは、正常男性集団における将来全死因死亡率の独立した強力な予測因子を提供する。

双生児の独立コホートにおける血清ＭＩＣ−１の関連性
検証目的のために、血清ＭＩＣ−１と生存率との間の関連性を、双生児の独立コホートにおいて検討した。

材料及び方法
双生児コホート
双生児コホートには、１８８６年以降に誕生した８５，０００対を超える双生児対が登録されている現在のところ世界で最も大規模な集団ベースの双生児登録であるスウェーデン双生児登録（Swedish Twin Registry）（Lichtenstein, P. et al. (2002) The Swedish Twin Registry: a unique resource for clinical, epidemiological and genetic studies. J. Intern. Med. 252, 184-205）内に登録されている３０８人の対象（１５４対の同性双生児対で構成されている）が含まれていた。本分析の双生児サブセットは、老化に関する研究に参加した（McClearn, G. E. et al. (1997) Substantial genetic influence on cognitive abilities in twins 80 or more years old. Science 276, 1560-1563、Finkel, D. et al. (2005) The longitudinal relationship between processing speed and cognitive ability: genetic and environmental influences. Behav Genet 35, 535-549）。接合生殖性は、自分たちが「鞘の中のエンドウと同じくらい類似している」か、又は「兄弟よりも一般的に似ているに過ぎない」のかを双生児対に尋ねることによって以前に決定されており、接合生殖性は、制限断片長多型（ＲＦＬＰ、restriction fragment length polymorphism）又は血清学的検査のいずれか及びマイクロサテライトマーカーによって、全双生児対について確認した。

双生児コホートの追跡評価
双生児集団内の３０８人の対象については、２００３年の終わりまでの総人口登録（Registry of the Total Population）を通じて死亡日を取得し、死因は、各双生児の個人登録番号（ＰＲＮ、personal registration number）を使用してスウェーデン死因登録（Swedish Cause of Death Registry）との連係を通じて入手可能であった。１９６１年に設立された死因登録は、１９６１年以降に死亡した全スウェーデン人口を９９％網羅している。死因は２００１年の終わりまで更新されていた。特異的原因による死亡を死亡診断書から取得し、国際疾病分類（ＩＣＤ）基準によってコード化した。全死亡率を検討することに加えて、癌（ＩＣＤ９ １４０〜２３９、ＩＣＤ１０ Ｃ００〜Ｄ４８）及びＣＶＤ（ＩＣＤ９ ４０１〜４５９又はＩＣＤ１０ Ｉ１０〜Ｉ９９）による主要死因を評価した。年齢及び性別に関する情報は、スウェーデン双生児登録から抽出した。各双生児の観察期間は、血液採取日によって定義されたコホートへの参加日（１９９２年〜１９９６年）から、死亡の発生又は観察期間の終了（２００３年３月３１日）による打ち切り（生存）までとして計算した。

テロメア長の決定
テロメア分析用の全血は、１５４対の双生児対から入手可能だった（Bakaysa, S. L. et al. (2007) Telomere length predicts survival independent of genetic influences. Aging Cell 6, 769-774）。テロメア長を、最低限１０５個の細胞の制限酵素消化及びサザンブロットハイブリダイゼーションに依存してテロメアの平均長を測定する末端制限断片（ＴＲＦ、terminal restriction fragment）分析によって評価した。これは、最初の最も広く用いられている技術の１つであり、短いテロメアの検出に対する結果にバイアスをかけるものの、信頼性の高い結果をもたらす。研究参加者のテロメア長は、一連の１８バッチで測定した。テロメア測定における潜在的なバッチ特異的な違いを考慮するために、各それぞれのバッチからのテロメア長を別々に標準化して正規分布に適合させ、その後各バッチからの標準化されたテロメア長を、連続テロメア長変数の分析用にプールした。テロメア長を分類変数として分析する際に、各バッチを長さに基づく四分位に独立して分割し、その後各四分位をバッチを越えてプールした。標準化法及び四分位法は両方とも、バッチ間の測定変動を制御する尺度であった。バッチ間変動の制御を検証するために、分析を、双生児の相手を同じバッチで測定した３３双生児対の標準化されたテロメア長に限定した。

血清ＭＩＣ−１レベルの決定
ＭＩＣ−１血清濃度（ｐｇ／ｍｌ）を、上述のように、マウスモノクローナル抗体（ＭＡｂ）２６Ｇ６Ｈ６を抗原捕捉に使用し、ヒツジポリクローナル抗体（ＰＡｂ）２３３Ｂ３−Ｐを検出用に使用して確立した高感度サンドイッチＥＬＩＳＡ（Brown DA., et al. (2002) Antibody-based approach to high volume genotyping for MIC-1 polymorphism. Biotechniques;33(1):118-120, 22, 24 passim）を使用して決定した。試料は全て三重反復でアッセイし、試料間の変動係数は１２パーセント未満だった。

統計分析
実施例２のように統計分析を実施した。

結果及び考察
双生児コホートの特徴
表７に示されているように、双生児コホートの対象は、血液採取時の年齢が、男性対照集団コホートの対象より有意に高かった（男性対照集団コホートの中央値＝６８歳と比較して、双生児コホートの中央値＝７８歳；ｐ＜０．０００１）。双生児コホートは、男性対照集団コホートよりも高い血清ＭＩＣ−１レベルを示し（中央値＝１３９３ｐｇ／ｍｌ；範囲は４２８〜８０６４ｐｇ／ｍｌ；四分位範囲は１０５６ｐｇ／ｍｌ；ｐ＜０．０００１）、血清ＭＩＣ−１レベルは、年齢と有意に相関した（ρ＝０．６１４；ｐ＜０．０００１）。加えて、双生児集団は、男性対照集団コホート（中央値＝２５．９２ｋｇ／ｍ^２；ｐ＜０．０００１）よりも有意に低いＢＭＩ（中央値＝２３．８４ｋｇ／ｍ^２）を有していた。

死亡した１９９対象のうち、２９人が癌で死亡し、９２人が心血管性の原因で死亡し、そのうち４１人は心筋梗塞だった。双生児コホートの最終的に死亡した対象は、血液採取時の年齢が、男性対照集団コホートの死亡した対象よりも高かった（男性対照集団コホートの中央値＝７１歳と比較して、双生児コホートの中央値＝８３歳；ｐ＜０．０００１）。男性対照集団コホートとは対照的に、双生児コホートは６７％超が女性であったが、血清ＭＩＣ−１レベルに性別間の有意差はなかった（双生児コホートの女性の中央値ＭＩＣ−１レベル＝１３８３ｐｇ／ｍｌと比較して、双生児コホートの男性の中央値ＭＩＣ−１レベル＝１４０７ｐｇ／ｍｌ；ｐ＝０．５１４９）。しかしながら、双生児コホートの女性は、血液採取時の年齢が、双生児コホートの男性よりも有意に高かった（双生児コホートの男性の中央値年齢＝７４歳と比較して、双生児コホートの女性の中央値年齢＝８２歳；ｐ＜０．０００１）。男性と女性との間に死亡率の違いはなかった（ｐ＝０．６２６８）。興味深いことには、血清ＭＩＣ−１は、テロメア長と負に相関していた（ρ＝−０．１８１；ｐ＝０．００１１）。血清ＩＬ−６レベルは、双生児コホートの１１７対象で入手可能であり、ＣＲＰレベルは、双生児コホートの１０９対象から入手可能だった。血清ＭＩＣ−１レベルは、血清ＩＬ−６と相関していた（ρ＝０．２３３；ｐ＝０．０１２１）。しかしながら、血清ＭＩＣ−１は、ＣＲＰの血清レベルと相関していなかった（ρ＝０．０５４；ｐ＝０．５７６５）。血清ＩＬ−６、ＣＲＰ、年齢、及びテロメア長、並びにＢＭＩは全て、死亡率の確立されているマーカーであるため、それらが死亡を予測する能力を、血清ＭＩＣ−１レベルの能力と比較した。

ＭＩＣ−１は将来死亡の有効な独立マーカーである
双生児コホートの対象の血清ＭＩＣ−１レベルを、四分位に層別化した。血清ＭＩＣ−１は死亡を予測し、血清ＭＩＣ−１レベルの増加は、死亡リスクの増加と関連していた（ｐ＜０．０００１；表８；図５）。このコホートでは、最下位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルを有する患者の６９％と比較して、最上位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルを有する対象は、６％が追跡期間を生存したに過ぎなかった。

癌、心血管疾患、又は他の状態で最終的に死亡した対象は、最上位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルを有していた可能性がより高い（それぞれ、ｐ＝０．０３４５、ｐ＜０．０００１、ｐ＝０．０２６３）。最上位四分位の血清ＭＩＣ−１レベルを有する対象は、死亡リスクの増加を示し（ＲＲ＝８．６４；９５％ＣＩ＝５．４１〜１３．７８）、全男性対照集団コホートでなされた観察を確認した。しかしながら、双生児コホートでは、最下位四分位を超えた任意のレベルのＭＩＣ−１血清レベルの増加は、死亡リスクの増加を示した（表８）。死亡と関連する他の因子（例えば、過去又は現在の喫煙歴、ＢＭＩ、性別、テロメア長、及び年齢）について調整を行っても、最上位２つの四分位の血清ＭＩＣ−１レベルは、依然として将来死亡リスクの増加と独立して関連していた（最上位四分位：ＲＲ＝２．８７、９５％ＣＩ＝１．６８〜４．９１；第２最上位四分位：ＲＲ＝１．９９、９５％ＣＩ＝１．２０〜３．２９；表８）。

双生児コホートでは、テロメア長、ＩＬ−６、及びＣＲＰについてさらに調整しても、血清ＭＩＣ−１は死亡の独立予測因子であるという知見が検証された。双生児コホートからは１０８対象のみで、血清ＩＬ−６及びＣＲＰレベルの両データが入手可能であった。血清ＭＩＣ−１の最上位２つの四分位は、調整されていても死亡を有意に予測するため、血清ＭＩＣ−１を中央値により層別化した（１３９２ｐｇ／ｍｌ）。過去又は現在の喫煙歴、ＢＭＩ、性別、テロメア長、及び年齢についての調整に加えて、ハザード比も、血清ＩＬ−６及びＣＲＰレベルについて調整した。中央値を超える血清ＭＩＣ−１レベルは、過去又は現在の喫煙歴、ＢＭＩ、性別、テロメア長及び年齢、血清ＩＬ−６、並びに血清ＣＲＰレベルについて調整しても、死亡の独立予測因子であった（ＲＲ＝２．２６；９５％ＣＩ＝１．１９〜４．２９；表８）。

全男性対照集団コホート及び双生児コホートでは、血清ＭＩＣ−１はＢＭＩと強くは関連していない（データ非表示）。これは、疾患特異的集団（心血管疾患集団を除く）と比較して、これらのコホートの血清ＭＩＣ−１レベルが比較的より低いことによる可能性が高い。これらの結果は、ＢＭＩに影響を与える血清ＭＩＣ−１レベルが、疾患集団において有意により高いことを示す（Johnen, H. et al. (2007). Tumor-induced anorexia and weight loss are mediated by the TGF-beta superfamily cytokine MIC-1. Nat. Med. 13, 1333-1340）。心不全患者では、ＢＭＩに影響を与える血清ＭＩＣ−１レベルが、３７００ｐｇ／ｍｌを超える可能性が高いことが以前に示されている（Kempf, T et al. (2007) Prognostic utility of growth differentiation factor-15 in patients with chronic heart failure. J. Am. Coll. Cardiol. 50, 1054-1060）。しかしながら、より年上の双生児コホートと比較して、より若年の全男性対照コホートにおいて、ＢＭＩは有意により高く、血清ＭＩＣ−１レベルは有意により低く、以前に記述されているように血清ＭＩＣ−１とＢＭＩとの間の逆相関を示した（Johnen, H. et al. (2007). Tumor-induced anorexia and weight loss are mediated by the TGF-beta superfamily cytokine MIC-1. Nat. Med. 13, 1333-1340）。加えて、男性対照集団及び双生児コホートの両方で３８００ｐｇ／ｍｌを超える血清ＭＩＣ−１レベルを有する患者を併せると、血清ＭＩＣ−１は、ＢＭＩとの負の関連性を有する傾向を示した（ρ＝−０．３５１；ｐ＝０．０５４７）。前立腺癌の患者は、ＭＩＣ−１レベルが６０００ｐｇ／ｍｌを超える場合、ＢＭＩとの有意な関係性を示し（Johnen, H. et al. (2007). Tumor-induced anorexia and weight loss are mediated by the TGF-beta superfamily cytokine MIC-1. Nat. Med. 13, 1333-1340）、同様の関係が慢性腎疾患に生じている（Breit et al.、Lancet誌に投稿済み）。

したがって、血清ＭＩＣ−１レベルは、女性が多かった双生児集団において将来全死因死亡の独立した強力な予測因子であることが検証され、血清ＭＩＣ−１は双生児コホートにおいて死亡までの時間と相関している。以前に公開されているように、血清ＭＩＣ−１レベルは、年齢、並びに死亡及び老化の他のマーカー、具体的にはＩＬ−６及びＣＲＰと相関していた（Simm, A. et al. (2008) A. Potential biomarkers of ageing. Biol. Chem. 389, 257-265）。血清ＭＩＣ−１レベルは、テロメア長と弱いが有意に相関しており、それは多数の環境変数によって影響を受ける場合がある。酸化ストレスは、テロメア長を著しく短縮し、ＤＮＡ損傷を誘導して、複製老化（Breit et al.、Lancet誌に投稿済み）、生物学的老化のマーカーがもたらされる可能性がある。

血清ＭＩＣ−１レベルは、遺伝的背景から独立して死亡率を予測する。
かなりの数が死亡を予測する生物学的老化の潜在的マーカーと関連しているにもかかわらず（Simm, A. et al. (2008) A. Potential biomarkers of ageing. Biol. Chem. 389, 257-265）、本結果は、血清ＭＩＣ−１レベルが生存期間と直接相関しており、双生児接合生殖性によって影響を受けなかったため、血清ＭＩＣ−１レベルは独立して死亡を予測し、遺伝的背景によって著しくは影響を受けないことを示す。双生児対の両方のメンバーが死亡した場合、血清ＭＩＣ−１レベルは、生存期間と有意に逆相関していた（ｒ＝０．３４４；ｐ＜０．０００１）。図６Ａ及び６Ｂに示されているように、一卵性（ＭＺ、monozygotic）と二卵性（ＤＺ、dizygotic）双生児対との間の相関性の強さに有意差はなかった（ＭＺ：ｒ＝０．４１９、ｐ＜０．０００１；ＤＺ：ｒ＝０．３４２、ｐ＝０．００４６；差異ｚ＝−０．５１；ｐ＝０．２９４６、片側、ｐ＝０．５８９２、両側；フィッシャーのｒ−ｚ変換）。加えて、コックス比例ハザードモデルを使用して、研究参加時の中央値よりも高い血清ＭＩＣ−１レベルを有していたＭＺとＤＺ双生児との間に死亡リスクの有意差はなく（ＭＺ：ＲＲ＝１．７１、９５％ＣＩ＝１．０６〜２．７７；ＤＺ：ＲＲ＝２．１７、９５％ＣＩ＝１．３２〜３．５６）、これらの相関性は、有意には異なっていなかった（相対リスク比＝１．２７；９５％ＣＩ＝０．６３〜２．５３）。したがって、血清ＭＩＣ−１レベルは、一卵性及び二卵性双生児の死亡に関して類似した予測能力を示し、血清ＭＩＣ−１の変化は、遺伝的背景ではなく活動性疾患の経過に関連することが示された。

したがって、血清ＭＩＣ−１レベルは、全死因死亡のリスク増加を予測可能である重要なバイオマーカーである。

前立腺癌患者のＭＩＣ−１血清濃度
実施例１に記述されている前立腺癌患者のＭＩＣ−１血清レベルを検証するために、この場合はコホートがより大きく、さらに１０カ月間追跡した以外は実施例１に記述されている同じ研究から、前立腺癌と診察された人々のコホートを検討した。

材料及び方法
研究コホート
この研究では、１４４２人の前立腺癌対象（スウェーデン癌前立腺（ＣＡＰＳ）から）に由来する血清試料を、ＭＩＣ−１レベルの測定に使用した。自己申告の治療歴に基づいて、試料を、治療前（ｎ＝４３１）又は治療後（ｎ＝１０１１）のいずれかに分類した。

追跡評価
各対象に固有の国民登録番号を使用して、スウェーデン人口登録との記録連係により、血液採取日から２００８年１月１５日までの生命状態を評価し、前立腺癌特異的生存率は、２００５年１２月３１日までの死因登録との連係により取得した。腫瘍学者によって実施された死亡診断書を調査することにより、２００５年１２月３１日後に死亡した個人の死因を確定した。

ＭＩＣ−１血清レベルの決定
実施例１に記述されているように、ＭＩＣ−１血清濃度（ｐｇ／ｍｌ）を決定した。試料は全て三重反復でアッセイし、試料間の変動係数は１２パーセント未満だった。

統計分析
臨床的特徴間のＭＩＣ−１血清レベルの違いを、クラスカル−ワリス検定を使用して検査した。前立腺癌による死亡を転帰として使用した時間事象分析を実施した。生存期間は、前立腺癌以外の原因で死亡した対象の死亡時に打ち切った。ＭＩＣ−１血清レベルと前立腺癌死との間の関連性は、全患者のＭＩＣ−１レベル分布の四分位に基づいて血清レベルを４群に分類し、最下位分類（つまり下位四分位）を基準群として使用したコックス回帰分析を使用して評価した。予後リスク群によって層別化された分析では、対数変換されたＭＩＣ−１レベルのコックス回帰分析を実施した。前立腺癌死亡に関するＭＩＣ−１血清レベルの識別能力を評価するために、コックス回帰モデルからのパラメーター推定に基づく一致確率を推定した（Gonen, M. and Heller, G. (2005) Concordance probability and discriminative power of proportional hazards regression. Biometrika 92: 965-970）。一致推定は、０．５〜１．０の範囲に及び、１．０は、予後変数と生存期間との間の完全一致を表していた。

競合リスクの存在を、Ｒプログラミング言語用のcmprskパッケージ（Gray RJ. (2001) cmprsk Package [serial on line] Boston: Department of Biostatistical Science, Dana-Farber Cancer Institute. Accessed at http://biowww.dfci.harvard.edu/~gray on 17 October 2008）を使用して確認し、前立腺癌死亡の累積的発生率を推定した。グレイ検定（Gray, R. J. (1988) A class of K-sample tests for comparing the cumulative incidence of a competing risk. Ann Stat, 16: 1141-1154, 1988）を使用して、ＭＩＣ−１レベル分布の四分位によって分類された患者間の累積的発生率の差を評価した。報告されたＰ値は全て、両側仮説に基づいていた。

結果
ＭＩＣ−１血清レベル及び臨床的特徴
表９は、患者の臨床的特徴ごとのＭＩＣ−１血清レベルを示す。ＭＩＣ−１血清レベルは、Ｔ期（Ｐ＜０．０００１）、Ｍ期（Ｐ＜０．０００１）、グリーソン合計（Ｐ＜０．０００１）、及び診断的ＰＳＡレベル（Ｐ＜０．０００１）の増加したレベル全体で有意に上昇していた。結節陰性患者と結節陽性患者との間でＭＩＣ−１血清レベルに有意差は観察されなかった。

ＭＩＣ−１血清レベル及び前立腺癌死
全体的には、１４４２人のうち３８０人（２６％）が追跡中に死亡し、そのうち２６５人（１８％）は前立腺癌が原死因として分類された。平均追跡期間は、４．９年だった（範囲は０．１〜６．８年）。コホートを、ＭＩＣ−１血清レベルに従って四分位に層別化した。最終的に前立腺癌で死亡した患者のＭＩＣ−１血清レベルの分布は、生存患者と比較して、最上位四分位に向かって歪んでいた。図７及び表１０に示されているように、６年間追跡した後、前立腺癌による死亡の累積的発生率は、７１０ｐｇ／ｍｌ未満のＭＩＣ−１血清濃度を有する対象（つまり、最下位四分位、図７では第１四分位と呼ばれている）では７％であり、１４５６ｐｇ／ｍｌを超えるＭＩＣ−１血清濃度を有する対象（つまり、最上位四分位、図７では第４四分位と呼ばれている）では３４％であり（Ｐ＜０．０００１）、６倍の相対リスクに相当した（ハザード比［ＨＲ］、６．３３；９５％信頼区間［ＣＩ］、４．１１〜９．７４；表１０）。確立されている予後因子グリーソン合計、ＴＮＭ期、及び診断的ＰＳＡレベルの影響について調整した多変量分析では、より高いＭＩＣ−１レベルは、依然として前立腺癌死亡と関連していた（調整ＨＲ、３．５８；９５％ＣＩ、２．２８〜５．６３；表１０）。

ＭＩＣ−１血清レベルの個別評価は、治療前（ｎ＝４３１）及び治療後（ｎ＝１，０１１）に血液採取した人の中で実施した。全研究コホートと比較して、治療前ＭＩＣ−１血清レベルと前立腺癌生存率との間にさらにより強い関連性が観察された（表１０）。最上位四分位内の（つまり、１４５６ｐｇ／ｍｌを超える血清ＭＩＣ−１レベルを有する）対象は、最下位四分位（ｉｗ、７１０ｐｇ／ｍｌ未満のＭＩＣ−１レベル、ＨＲ、１２．０８；９５％ＣＩ、２．８２〜５１．７０）の対象よりも１２倍の高い死亡率を示した。調整分析では、治療前ＭＩＣ−１レベルは依然として独立予後因子であり、死亡率は、最下位四分位と比較して最上位四分位ではほとんど１０倍高かった（ＨＲ、９．６１；９５％ＣＩ、２．２２〜４１．５７）。最上位四分位の治療後ＭＩＣ−１血清レベルを有する対象も、前立腺癌死亡リスクの増加と関連しており、死亡率は、最下位四分位の死亡率と比較してほとんど６倍高かった（ＨＲ、５．９５；９５％ＣＩ、３．７８〜９．３７；表１０）。グリーソン合計、ＴＮＭ期、及び診断的ＰＳＡレベルについて調整すると、治療後ＭＩＣ−１血清レベルと前立腺癌死との関連性の強さが弱くなった。しかしながら、最上位四分位（つまり、１４５６ｐｇ／ｍｌを超える）の治療後血清ＭＩＣ−１レベルは、依然として予後の独立予測因子であり、癌死亡率は、最下位分類と比較して最上位では３倍高かった（ＨＲ、３．０９；９５％ＣＩ、１．９１〜５．００；表１０）。

臨床的に限局性の疾患を有する対象のＭＩＣ−１血清レベル
次いで、これらの対象では個別の予後及び管理が特別な課題であるため、臨床的に限局性の疾患を有する対象（つまり、Ｔ１／Ｔ２のＴスコア、及びＮ０／ＮｘのＮスコア、及びＭ０／ＭｘのＭスコアを有する対象）に限定して、分析を行った。より均質な亜群でＭＩＣ−１血清レベルの予後上の価値を探求するために、対象を、従来の低リスク（ＰＳＡが１０未満及びグリーソン合計が７未満）、中程度のリスク（ＰＳＡが１０〜２０又はグリーソン合計が７）、及び高リスク（２０を超えるＰＳＡ及び７を超えるグリーソン合計）群にさらに層別化した。しかしながら、追跡中に前立腺癌により死亡した対象は低リスク群では１人のみだったため、低リスク群及び中程度のリスク群を１つのリスク群にプールした。対数変換されたＭＩＣ−１血清レベルのコックス回帰分析により、低／中程度リスク群並びに高リスク群の人々で前立腺癌死との有意な関連性があることが明らかになった（それぞれ、Ｐ＝０．０００１、及びＰ＝０．００１；表１１）。コックスモデルの予測強度を評価する一致確率推定は、低／中程度リスク群の人々では０．７１（ＳＥ、０．０４）であり、その一方で高リスク群の人々は、０．６６（ＳＥ、０．０４）の一致確率を示した。

治療前又は治療後に採取された試料に限定した解析により、低／中程度リスク群の人々（治療前、Ｐ＝０．００９；治療後、Ｐ＝０．００６）、及び高リスク群の人々（治療前、Ｐ＝０．０２；治療後、Ｐ＝０．０１）の両方で、対数変換されたＭＩＣ−１血清レベルと前立腺癌死との間に有意な関連性があることが明らかになった。治療前及び治療後に血液を採取した人々の両方の中で、推定一致確率は、高リスク群の人々と比較して低／中程度リスクを有する人々でより高かった（それぞれ、０．７２対０．６９；及び０．７０対０．６５；表３）。

この例により、ＭＩＣ−１血清濃度と疾患病期との間に関連性があることが確認され、さらに、致死性前立腺癌と非致死性前立腺癌とを識別するマーカーとしての血清ＭＩＣ−１レベルの予後上の価値が初めて実証された。多変量分析では、確立されている予後因子グリーソン合計、臨床病期、及び診断的ＰＳＡレベルについて調整しても、ＭＩＣ−１の独立した予後上の価値に実質的に影響を与えなかった。重要なことには、臓器限定性疾患では、血清ＭＩＣ−１濃度の上昇は、致死性前立腺癌の独立予測因子であった。したがって、本結果は、血清ＭＩＣ−１レベルから、前立腺癌死及び疾患進行を予後判定することができることを示している。

ＰＳＡを用いた前立腺癌スクリーニングの影響により、前立腺癌は、限局性の病期で診断されることが多くなりつつある。監視的待機で管理される限局性疾患を有する対象の無進行生存率が高いため（Johansson JE., et al. (2004) Natural history of early, localized prostate cancer. Jama 291(22): 2713-2719、Albertsen PC., et al. (2005) 20-year outcomes following conservative management of clinically localized prostate cancer. Jama; 293(17): 2095-2101）、疾患転帰を正確に予測することができず、低リスク疾患を有する対象の過剰治療はよくあることであった。初期のＰＳＡ変化に基づいて選択的に介入を遅延させる積極的監視による管理が、無痛性疾患を有する患者に対する過剰治療を低減する戦略として提案されている。しかしながら、基線ＰＳＡの測定及びＰＳＡ変化の速さは両方とも重要な予後因子であるが、それらは、致死性前立腺癌に進展するであろう対象と疾患進行のリスクが低い患者との識別には、うまく機能しない（Fall K., et al. (2007) Prostate-specific antigen levels as a predictor of lethal prostate cancer. J Natl Cancer Inst;99(7): 526-532）。この例から得られた結果は、治療前及び治療後の血清ＭＩＣ−１レベルの両方を使用して、臓器限定性疾患を有する対象の疾患転帰を予測することができることを示している。したがって、診断時の高ＭＩＣ−１濃度は、局所療法に加えて初期全身性補助療法から利益が得られる対象を識別することができる。

要約すると、血清ＭＩＣ−１濃度を使用して、前立腺癌対象を、疾患の従来的予後マーカーとは独立して実質的に異なる前立腺癌死亡率を有する群に層別化した。治療前及び治療後の血清ＭＩＣ−１レベルの両方と、臨床的に限局性の高リスク疾患を有する対象、その予後を評価するのが難しい群の臨床転帰との間には関連性があった。加えて、血清ＭＩＣ−１レベルにより、最終的に進行した低〜中程度リスク疾患を有する対象が識別された。さらに、血清ＭＩＣ−１レベルを決定することに加えて、ＭＩＣ−１ストローマ染色を評価すると、致死性の限局性前立腺癌と非致死性の限局性前立腺癌とを識別する追加的な能力が可能になり得る。

本発明の方法の好ましい実施形態は先述の詳細な説明に記述されているが、本発明は、開示された実施形態に限定されず、しかし本発明の範囲から逸脱することなく多数の再構成、改変、及び置換が可能であることが理解されるであろう。

本明細書の全体にわたって、「〜を含む（comprise）」という単語、又は「〜を含む（comprises）」若しくは「〜を含んでいる（comprising）」などの変化形は、提示されている要素、整数、若しくはステップ、又は要素、整数、若しくはステップの群の包含を意味するが、任意の他の要素、整数、若しくはステップ、又は要素、整数、若しくはステップの群の除外を意味しないことが理解されるであろう。

本明細書の中で言及されている出版物は全て、参照により本明細書中に組み込まれる。本明細書に含まれている文書、行為、材料、器具、又は物品などに関する任意の考察は、もっぱら本発明の背景を提供するためのものである。これらのもののいずれか又は全てが、従来技術基盤の一部を形成している、又はそれが本出願の各請求項の優先日前にオーストラリア又は他所に存在していたために、本発明に関する分野におけるありふれた一般的な知識であったという承認として受け取られるべきではない。

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Claims (14)

1. 見かけ上健康な対象の全生存の予後判定の方法であって、前記対象由来の試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含み、前記ＭＩＣ−１量の上昇が、前記対象の死亡可能性の増加と関連している方法。
2. 試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇から、事故又は不運な出来事以外の任意の原因による死亡可能性の増加が予測される、請求項１に記載の方法。
3. ＭＩＣ−１量の上昇から、試験身体試料を採取してから１０年以内の対象の死亡可能性の増加が予測される、請求項１又は２に記載の方法。
4. ＭＩＣ−１量の上昇から、試験身体試料を採取してから５年以内の対象の死亡可能性の増加が予測される、請求項１又は２に記載の方法。
5. 試験身体試料が血清試料である、請求項１〜４のいずれかに記載の方法。
6. １ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含む、請求項１〜５のいずれかに記載の方法。
7. １．３ｎｇ／ｍＬを超えるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含む、請求項１〜５のいずれかに記載の方法。
8. 試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇が、
   （ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
   （ii）前記ＭＩＣ−１量を、正常な対象（複数可）から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
   によって検出され、前記正常な対象（複数可）が、前記比較身体試料（複数可）を採取してから１０年以内に事故又は不運な出来事以外の任意の原因で死亡しない対象である、請求項１〜５のいずれかに記載の方法。
9. 正常な対象（複数可）と、関連試験身体試料が採取された対象との年齢差が１０歳以内である、請求項８に記載の方法。
10. 正常な対象（複数可）と、関連試験身体試料が採取された対象との年齢差が５歳以内である、請求項８に記載の方法。
11. 試験身体試料におけるＭＩＣ−１量の上昇が、
    （ｉ）前記試験身体試料中に存在するＭＩＣ−１量を決定すること、及び
    （ii）前記ＭＩＣ−１量を、より初期の時点で同一対象から採取された比較身体試料（複数可）中に存在するＭＩＣ−１量又はその量の範囲と比較すること
    による連続測定を使用して検出された前記対象内のＭＩＣ−１量の増加である、請求項１〜５のいずれかに記載の方法。
12. ０．３ｎｇ／ｍｌを超えるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含む、請求項８〜１１のいずれかに記載の方法。
13. ０．６ｎｇ／ｍｌを超えるＭＩＣ−１量の上昇を検出することを含む、請求項８〜１１のいずれかに記載の方法。
14. 対象が３５歳を超えている、請求項１〜１３のいずれかに記載の方法。

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