風(fēng)險(xiǎn)、中度風(fēng)險(xiǎn)和高 度風(fēng)險(xiǎn)，且每個(gè)模型具有預(yù)定的臨界點(diǎn)：BCI-C低度風(fēng)險(xiǎn)（巧.0點(diǎn)）、BCI-C中度風(fēng)險(xiǎn)（5.0至 6.4)、W及BCI-C高度風(fēng)險(xiǎn)（>6.4) ; W及BCI-L低度風(fēng)險(xiǎn)（<5.0825點(diǎn)）、BCI-L中度風(fēng)險(xiǎn) (5.0825至6.5025)、W及BCI-L高度風(fēng)險(xiǎn)（>6.5025)。按照之前的報(bào)道(Paik等，2004)鑒定 21-基因基因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)風(fēng)險(xiǎn)組。使用分別與化ansATAC群（cohort)中的10年遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)率為 10%和20%的兩個(gè)臨界點(diǎn)建立S個(gè)IHC4風(fēng)險(xiǎn)組（即，<10%、MO %至20 %、和>20%)。所述 1肥4臨界值未經(jīng)過獨(dú)立地證實(shí)。
[0149] 遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)前瞻性地被定義為原發(fā)端點(diǎn)，其指在遠(yuǎn)處器官的所有復(fù)發(fā)，排除對(duì)側(cè)疾 病、局部和同側(cè)復(fù)發(fā)和其他次級(jí)原發(fā)癌。還包括在作為遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)時(shí)的事件的局部復(fù)發(fā)之后 發(fā)生的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)。排除在遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)前已經(jīng)死亡的患者。所有的復(fù)發(fā)、乳腺癌死亡和總體存活 (從任意病因到死亡的時(shí)間）被定義為第二端點(diǎn)。初步分析人群是患有雌性激素受體陽(yáng)性、 NO乳腺癌的患者，但是二次分析人群包括患有雌性激素受體陽(yáng)性、NO、肥R2陰性的乳腺癌患 者和患有雌性激素受體陽(yáng)性、結(jié)節(jié)陽(yáng)性乳腺癌的那些患者。初步研究目標(biāo)是前瞻性地定義 為針對(duì)患有雌性激素受體陽(yáng)性、NO乳腺癌的患者中的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的BCI-C模型的總體(0至10 年)預(yù)后能力的評(píng)價(jià)。二次研究的目標(biāo)是為了評(píng)價(jià)BCI-L模型及其部分冊(cè)XB13/IL17BR和MGI 對(duì)于總體(0至10年）、前期(0至5年）和后期（5至10年)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的預(yù)后能力，W及為了比較 BCI-L的能力和所述復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)和1肥4的能力。
[0150] 統(tǒng)計(jì)分析
[0151] 統(tǒng)計(jì)分析計(jì)劃在研究啟動(dòng)前得到ATAC和LATIE(長(zhǎng)期阿那曲挫與它莫昔芬治療效 果（Lon邑-term Anastrozole versus Tamoxifen Treatment Effects))試驗(yàn)的指導(dǎo)委員會(huì) 的批準(zhǔn)。通過診斷后5年跟蹤檢查所有患者來評(píng)價(jià)前期遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)。在保持沒有遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)至少 5年的患者亞組中評(píng)價(jià)后期遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)，從而評(píng)價(jià)基因簽名在其前期復(fù)發(fā)預(yù)后作用之后保持 的預(yù)后作用是否消除。使用基于Cox比例危險(xiǎn)回歸模型（Cox proportional hazards regression model)的似然比檢驗(yàn)來檢驗(yàn)基于臨床治療分?jǐn)?shù)的和降低比例危險(xiǎn)模型和全比 例危險(xiǎn)模型包括BCIJl-基因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)或IHC4之間的顯著性差異。由似然比^化3-A X2)值 (其通過與臨床治療分?jǐn)?shù)比較度量由tile基因簽名增加至比例危險(xiǎn)模型的信息的量）的變 化對(duì)預(yù)測(cè)作用的改進(jìn)進(jìn)行定量。由于IHC4是在化ansATAC樣品亞組中形成的，因此如前所述 將樣品分開W針對(duì)潛在溢量(potential overfilling)進(jìn)行調(diào)節(jié)。使用Kaplan-Meier存活 分析來對(duì)BCI的S個(gè)預(yù)定風(fēng)險(xiǎn)組中患有遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的患者比例進(jìn)行圖形表示，并且采用對(duì)數(shù) 秩檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)曲線的質(zhì)量。
[0152] 根據(jù)針對(duì)總體(0至10年）、前期（0至5年）和后期（5至10年)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的Cox比例危 險(xiǎn)模型WBCI作為因變量將遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)計(jì)算為線性協(xié)變量。為了比較21-基因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)和 I肥4,通過比較生物標(biāo)記物的連續(xù)分?jǐn)?shù)的第75個(gè)百分點(diǎn)與第25個(gè)百分點(diǎn)和來自Cox比例危 險(xiǎn)模型的相關(guān)95%CI來估算分位數(shù)危險(xiǎn)比例化R)。將雙側(cè)P值小于0.05視為具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯 著性。因?yàn)閺?fù)發(fā)分?jǐn)?shù)已經(jīng)在化ansATAC中研究過，并且I肥4在運(yùn)些患者亞組中建立，因此預(yù) 定作為連續(xù)分?jǐn)?shù)的IHC4和21-基因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)，并且不進(jìn)行任意多重檢驗(yàn)調(diào)節(jié)。使用STATA 12.1版本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。
[0153] 實(shí)施例2
[0154] 患者和樣品
[0155] 針對(duì)915個(gè)女性(其中的665個(gè)具有雌性激素受體陽(yáng)性、NO乳腺癌)計(jì)算采用21-基 因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)、IHC4和BCI的值（參見圖1)。在表2中列出運(yùn)665個(gè)患者的臨床特征并與參加 ATAC試驗(yàn)但不是TransATAC的一部分的患有雌性激素受體陽(yáng)性、NO乳腺癌的561個(gè)UK患者的 特征進(jìn)行比較。在運(yùn)兩個(gè)組中沒有顯著性差異，只是與化ansATYAC患者相比，非TransATAC 群具有顯著較多的分化很好的腫瘤和較少的中度分化的腫瘤，W及顯著較少的后期遠(yuǎn)處復(fù) 發(fā)。
[0156] 表1患者人口統(tǒng)計(jì)學(xué)和臨床特征
[01571
[0158] *運(yùn)些是來自ATA村式驗(yàn)的沒有腫瘤塊進(jìn)行翻譯研究的英國(guó)患者。
[0159] #比較在NOTransATAC與NO非TransATAC群之間進(jìn)行，t檢驗(yàn)用于年齡和BMI，基于正 態(tài)逼近的比例檢驗(yàn)用于遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)，其他所有的使用費(fèi)雪精確檢驗(yàn)。
[0160] 縮略詞:ER，雌性激素受體;NO,結(jié)節(jié)陰性;皿R2陰性，人類表皮生長(zhǎng)因子受體2陰 性;BMI，身體質(zhì)量指數(shù);UK，英國(guó)
[0161] 在BCI和化ansATAC群中的NO女性中，在乳房切除術(shù)后有106個(gè)復(fù)發(fā)，包括72個(gè)遠(yuǎn)處 復(fù)發(fā)和7個(gè)局部復(fù)發(fā)。在BCI和hansATAC群中的中位數(shù)追蹤為9.97年（IQR 8.5至10)。
[01創(chuàng) H/巧PMGI的計(jì)算
[0163] 通常，并且對(duì)于MGI來說，優(yōu)選將所公開的基因的表達(dá)水平組合形成用作臨床結(jié)果 的強(qiáng)的預(yù)后因子和預(yù)測(cè)因子的單一指數(shù)。所述指數(shù)是所用基因的表達(dá)水平的總和并且使用 根據(jù)主分量分析確定的系數(shù)來將多余一個(gè)公開基因的情況組合成單個(gè)指數(shù)。所述系數(shù)由因 素如每個(gè)基因表達(dá)水平在整個(gè)代表性數(shù)據(jù)集中的標(biāo)準(zhǔn)方差和每個(gè)樣品中的每個(gè)基因的表 達(dá)值來確定。代表性數(shù)據(jù)集是基于本文所公開的對(duì)照基因的平均表達(dá)值的質(zhì)量控制。
[0164] 換言之，將使來自例如微陣列、新一代測(cè)序技術(shù)或RT-PCR的五個(gè)基因的歸一化表 達(dá)水平標(biāo)準(zhǔn)化至橫跨每個(gè)數(shù)據(jù)集的樣品的平均值0和標(biāo)準(zhǔn)偏差1，然后通過使用第一組分量 通過PCA組合成單一指數(shù)/樣品。每個(gè)數(shù)據(jù)集中的初級(jí)表達(dá)數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化對(duì)于解釋不同平臺(tái) (微陣列、測(cè)序和的?〔1〇和樣品類型（冷凍和FFPE)是必要的。因此，并且在對(duì)參數(shù)進(jìn)行換算 后，生成定義所述指數(shù)的用于表達(dá)值的總和的公式。然后可W根據(jù)整個(gè)數(shù)據(jù)集的基因的表 達(dá)水平的平均值、標(biāo)準(zhǔn)誤差和標(biāo)準(zhǔn)偏差(采用置信區(qū)間）對(duì)換算參數(shù)的精確性進(jìn)行檢驗(yàn)。因 此，指數(shù)的公式的生成取決于數(shù)據(jù)集、對(duì)照基因和MGI的基因。
[01化]按照W前(Ma等，2006)所述計(jì)算H0XB13:IL17BR比作為冊(cè)XB13和IL17BR之間的標(biāo) 準(zhǔn)化表達(dá)水平的差異。用于對(duì)表2群進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的H0XB13和IL17BR的平均值和標(biāo)準(zhǔn)偏差可 W來自于從雌性激素受體陽(yáng)性、淋己結(jié)陰性乳腺癌患者的基于獨(dú)立群體的群的190份FFPE 組織切片的分析。
[0166] 對(duì)于MGI，在對(duì)數(shù)值(每個(gè)基因和每個(gè)樣品重復(fù)2次)進(jìn)行求均計(jì)算之前排除明顯異 常的原始CT值。然后通過四個(gè)對(duì)照基因（ACTB、HMBS、SDHA、和UBC)的平均CT值對(duì)每個(gè)基因的 平均原始CT值進(jìn)行歸一化。將歸一化的表達(dá)水平(CT)與預(yù)定臨界值例如0進(jìn)行比較，其中高 MGI大于臨界值，而低MGI小于臨界值。
[0167] 乳腺癌指數(shù)(BCI)
[0168] BCI通過將作為連續(xù)變量的H: I和MGI組合來建立。運(yùn)兩個(gè)變量的線性關(guān)系通過擬 合Cox比例危險(xiǎn)回歸模型和限制S次樣條(reshicted Ciibi splines)進(jìn)行檢查，并且H: I 顯示出顯著非線性。采用赤池信息準(zhǔn)則(Akaike information criterion)使用H: I的多項(xiàng) 式函數(shù)來逼近所述限制模型。然后將從最終的Cox回歸模型得到的預(yù)測(cè)因子重新?lián)Q算成0至 10的范圍，運(yùn)稱為BCI。
[0169] 將BCI進(jìn)一步分為3個(gè)水平:低度風(fēng)險(xiǎn)、中度風(fēng)險(xiǎn)和高度風(fēng)險(xiǎn)，如本文所述。
[0170] H/1臨界點(diǎn)：在該研究中使用用于H0XB13:IL17BR比的0.06的臨界點(diǎn)（之前定義W 將使用輔藥它莫昔芬治療的患者分成低度和高度復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)）。
[0171 ] 在665個(gè)雌性激素受體陽(yáng)性、NO患者中，BCI-C模型的Kaplan-Meier分析顯示在預(yù) 定類別BCI-C風(fēng)險(xiǎn)組中在10年時(shí)間的絕對(duì)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)存在顯著差異(p<0.001)，并且在針對(duì)腫 瘤尺寸和等級(jí)、年齡W及治療的效果進(jìn)行調(diào)節(jié)之后，低度風(fēng)險(xiǎn)組和其他風(fēng)險(xiǎn)組之間的皿存 在差異(如通過臨床治療分?jǐn)?shù)所確定的那樣;參見圖2)。作為連續(xù)變量(而不是作為帶有限 定的臨界值的亞組)進(jìn)行分析的BCI-C與針對(duì)臨床治療分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)時(shí)的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的總體 (0至10年)風(fēng)險(xiǎn)沒有顯著相關(guān)(分位數(shù)HR 1.39;LR-A)c2 = 3.70;p = 0.054)。
[0172]在相同的患者群中的BCI-L的評(píng)價(jià)顯示，當(dāng)針對(duì)臨床治療分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)時(shí)，與BCI- C相比，運(yùn)個(gè)版本與遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的總體風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)性要強(qiáng)得多(分位數(shù)2.30;LR- A ^ = 22.69; p<0.0001;表2)。
[0173]表2
[0175]
[0176] HR =危險(xiǎn)比例，LR-A X2 =基于似然性比例統(tǒng)計(jì)的X準(zhǔn)的變化。BCI =乳腺癌指數(shù)分 析。NO =結(jié)節(jié)陰性，I肥4=四個(gè)免疫組織化學(xué)標(biāo)記物(雌性激素受體、孕酬受體、皿R2和Ki-67)。*冊(cè)在每個(gè)生物標(biāo)記物的連續(xù)分?jǐn)?shù)的IQR之間計(jì)算;使用樣品劃分來計(jì)算IHC4的X 2和 HR。
[0177] Kap 1 an-Me i er曲線顯示，在根據(jù)預(yù)定的BCI-L風(fēng)險(xiǎn)組的絕對(duì)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)比例中有明 顯的差異(P<〇.001;圖2B)?？傮w10年的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)隨BCI-L的增加而線性地增加（圖3)。
[0178] 在具有597個(gè)患者的肥R2陰性、NO亞組中，BCI-C和BCI-L均與遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的總體風(fēng)險(xiǎn) 顯著地相關(guān)(BCI-C分位數(shù)HR 1.65，LR- A x2 = 6.61，P = 0.0001; BCI-L分位數(shù)冊(cè)2.49，1尺-A X2 = 21.9，p<0.OOOl;表2) dBCI的兩個(gè)版本的預(yù)定組的Kaplan-Meier曲線都顯示，在絕對(duì) 遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)中存在明顯的差異（圖4A-BCI-C;4B-BCI-L)。
[01巧]BCI-L與BCI-C的預(yù)后能力的比較顯示，不像BCI-C，BCI-L作為連續(xù)和類別變量是 復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)的顯著預(yù)測(cè)因子，并且在針對(duì)臨床治療分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)后，皿在BCI-L和BCI-C的高 度風(fēng)險(xiǎn)和低度風(fēng)險(xiǎn)之間分別為2.19與4.86。下文的討論使用線性模型(本文稱作BCI)。
[0180] 基于BCI的組
[0181] 當(dāng)針對(duì)臨床治療分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)時(shí)，BCI與前期(0至5年)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)(表 3) oKaplan-Meier曲線（圖5A)顯示5年時(shí)絕對(duì)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)存在差異。雖然S個(gè)風(fēng)險(xiǎn)組是預(yù)定 的，但是來自預(yù)定的Kaplan-Meier分析的結(jié)果顯示，低度風(fēng)險(xiǎn)患者和中度風(fēng)險(xiǎn)患者具有類 似的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)比例并且構(gòu)成明顯不同于高度風(fēng)險(xiǎn)患者組的一個(gè)組。
[0182] 事后的Kaplan-Meier分析（post-hoc Kaplan-Meier analysis)顯示，在BCI低度 風(fēng)險(xiǎn)組和中度風(fēng)險(xiǎn)組之間5年時(shí)的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)幾乎沒有差異，運(yùn)兩個(gè)組包含665個(gè)患者(PI)中 的556個(gè)(84% )，且5年的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)比例的總和為2至6% (表3)。
[0183] 表3.在邸+NO患者的臨床相關(guān)亞組的前期和后期遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)。
[0184] 前期復(fù)發(fā)(0-5年）
[0185]
[0186] 包含665個(gè)患者中的109個(gè)（16%)患者的BCI高度風(fēng)險(xiǎn)組(P2)具有18.1 %的5年遠(yuǎn) 處復(fù)發(fā)率。當(dāng)針對(duì)臨床治療分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)時(shí)，Pl和P2之間的HR為4.61。
[0187] 對(duì)于后期（5至10年)復(fù)發(fā)，當(dāng)針對(duì)臨床治療分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)時(shí)，BCI與遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn) 顯著地相關(guān)(表2KKaplan-Meier曲線顯示，BCI低度風(fēng)險(xiǎn)組、中度風(fēng)險(xiǎn)組和高度風(fēng)險(xiǎn)組的5 至10年的絕對(duì)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)率有差異（圖5B)。來自預(yù)定的Kaplan-Meier分析的結(jié)果顯示，中度 風(fēng)險(xiǎn)和高度風(fēng)險(xiǎn)患者具有高度相似的復(fù)發(fā)率，構(gòu)成明顯不同于低度風(fēng)險(xiǎn)患者的一個(gè)群。另 外的事后Kaplan-Meier分析(表3)顯示，BCI低度風(fēng)險(xiǎn)組(P3)對(duì)于5至10年具有3.5%的遠(yuǎn)處 復(fù)發(fā)率，顯著不同于組合的BCI中度風(fēng)險(xiǎn)和高度風(fēng)險(xiǎn)組(P4)的13.4%的比例。針對(duì)臨床治療 分?jǐn)?shù)進(jìn)行調(diào)節(jié)，P3和P4之間的皿為2.94。遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)隨前期和后期復(fù)發(fā)兩者的BCI值的增 加而線性地增加（圖6A和6B)。
[01則 肥R2狀態(tài)
[0189] 因?yàn)榇菩约に厥荏w陽(yáng)性、皿R2陽(yáng)性乳腺癌的自然歷史不同于雌性激素受體陽(yáng)性、 肥R2陰性乳腺癌，進(jìn)行亞組分析W評(píng)價(jià)在整個(gè)NO雌性激素受體陽(yáng)性TransATAC群中的BCI的 預(yù)后能力是否因包括肥R2陽(yáng)性患者亞組而受到影響。在肥R2陰性NO亞組的597個(gè)患者（占總 試驗(yàn)研究組的90%)中，BCI與前期遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)和后期遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)(表2)，并且 根據(jù)BCI風(fēng)險(xiǎn)組，絕對(duì)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)存在明顯的差異（圖7)。對(duì)于前期和后期復(fù)發(fā)兩者而言，遠(yuǎn)處 復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)隨BCI值的增加而增加(圖8)。
[0190] 芳香化酶抑制劑和內(nèi)分泌療法
[0191] 所有患者(并且獨(dú)立地根據(jù)治療組(阿那曲挫和它莫昔芬））的21-基因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)和 I肥4風(fēng)險(xiǎn)組的總體（1至10年)遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)的Kaplan-Meier曲線顯示在圖9中。對(duì)于所有患者的 組合（即，或者接受阿那曲挫或者接受它莫昔芬的那些患者），BCI低度風(fēng)險(xiǎn)組在與21-基因 復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)低度風(fēng)險(xiǎn)組（6.5%)和IHC4低度風(fēng)險(xiǎn)組(6.2%)相比時(shí)在10年中具有最低比例 (4.8%)的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)，而BCI高度風(fēng)險(xiǎn)組在與21-基因復(fù)發(fā)分?jǐn)?shù)高度風(fēng)險(xiǎn)組(27.1 % )和IHC4 高度風(fēng)險(xiǎn)組(21.8%，圖9)相比時(shí)具有最高比例(29.0%)的遠(yuǎn)處復(fù)發(fā)。
[0192] 另外，如在圖9D至9F所示的那樣，BCI在高度和低度風(fēng)險(xiǎn)阿那曲挫組之間將遠(yuǎn)處復(fù) 發(fā)風(fēng)險(xiǎn)分類要比21-基因和IHC4系統(tǒng)要好得多，因?yàn)锽CI在其高度風(fēng)險(xiǎn)組中具有最高的復(fù) 發(fā)％ (21.6%對(duì)13.5%和15.6%)，并且在其低度風(fēng)險(xiǎn)組中還具有最低的復(fù)發(fā)％ (4.8%對(duì) 9.4% 和 8.0%)。
[01W]與其他評(píng)價(jià)體系的比較
[0194] 使用似然