本申請要求享有2014年11月14日提交的、屬于本申請人的、序列號為62/079783的美國臨時專利申請的優(yōu)先權(quán)，該臨時專利申請在此通過引用全文并入。

本發(fā)明的領(lǐng)域是用于食物不耐受(foodintolerance)的敏感度測試(sensitivitytest)，且尤其涉及測試且可能地排除所選擇的作為用于被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的誘發(fā)食物(triggerfood)的食物項目(fooditem)。

背景技術(shù)：

本背景描述包括可以用于理解本發(fā)明的信息。本背景并不是承認本文提供的任何信息是現(xiàn)有技術(shù)或與目前要求保護的本發(fā)明相關(guān)，或不承認具體或隱含引用的出版物是現(xiàn)有技術(shù)。

食物敏感度，尤其當(dāng)其與腸易激綜合征(ibs)有關(guān)時，通常表現(xiàn)出慢性腹痛、不舒服、胃氣脹和/或排便習(xí)慣變化且在醫(yī)學(xué)界還未得到充分了解。更通常地，ibs通過排除可能具有類似癥狀或重疊癥狀的其他病理條件(如細菌或原生動物感染、乳糖不耐受癥等)來進行診斷。然而，就誘發(fā)癥狀的食譜項目而言，ibs是非常多樣的，且還未獲知幫助識別具有合理的確定程度的誘發(fā)食物項目的標準測試，使這樣的患者通常要進行反復(fù)試驗。

雖然有一些市售的測試和實驗室來幫助識別誘發(fā)食物，但是這些實驗室的測試結(jié)果的質(zhì)量通常較差，如消費者權(quán)益保護組織(如http://www.which.co.uk/news/2008/08/food-allergy-tests-could-risk-your-health-154711/)所報道的。更顯著地，與這些測試和實驗室相關(guān)的問題是高的假陽性率、高的假陰性率、高的患者內(nèi)變化性以及實驗之間的變化性，使得這樣的測試幾乎是無用的。類似地，另外不確定的且高度變化的測試結(jié)果也在其他地方有所報道(alternativemedicinereview，第9卷，第2期，2004:第198-207頁)，且作者推斷這可能是因為食物反應(yīng)和食物敏感度經(jīng)由許多不同的機理發(fā)生。例如，并不是所有的ibs患者顯示出對食物a的陽性響應(yīng)，且并不是所有的ibs患者顯示出對食物b的陰性響應(yīng)。因而即使ibs患者顯示出對食物a的陽性響應(yīng)，從患者的食譜中剔除食物a也可能不會減輕患者的ibs癥狀。換句話說，還未充分確定目前可用的測試中所采用的食物樣本是否基于使對那些食物樣本的敏感度與ibs相關(guān)的高的可能性被合適地選擇。

許多人努力來選擇食物項目或變應(yīng)原以包括在用于免疫測定測試的測試板(testpanel)中。例如，cousins的美國專利申請第2007/0122840號公開了選擇了29種被包括在用于elisa測定的測試板中的食物變應(yīng)原。這29種食物變應(yīng)原是基于在具有更大組的食物變應(yīng)原的初步試驗中igg陽性的頻率來選擇。然而，cousins未能教導(dǎo)選定抗原的任何量化和/或統(tǒng)計分析且因此未能提供任何選擇的基本原理。當(dāng)然，cousin選擇了29種用于測試板的食物變應(yīng)原的方法已經(jīng)受到了批評，因為其選擇是相當(dāng)隨意的。例如，croft在題目為“iggfoodantibodiesandirritatingthebowel”(gastroenterology出版，第128卷，第4期，第1135–1136頁)的文章中批評到cousin的方法還不清楚被測量的食物抗體的數(shù)量和范圍是否類似于或完全不同于非ibs患者或非食物不耐受患者，因為其缺乏對照(正常的或非ibs對照受治療者)。因而，至少是不清楚cousin在關(guān)于假陽性率和假陰性率結(jié)果方面是否獲得了任何改進。

關(guān)于另一個例子，stierstorfer的美國專利申請第2011/0306898號公開了選擇41種食物物質(zhì)作為對皮膚貼劑的測試材料。這41種食物物質(zhì)基于食物物質(zhì)中包含的化合物(如香草醛、肉桂醛、山梨酸等)被選擇。對ibs患者或ibs疑似患者針對變應(yīng)性接觸性生皮炎來測試食物物質(zhì)。然而，stierstorfer也未能公開假陽性或假陰性食物變應(yīng)原如何被排除和食物變應(yīng)原是否基于igg陽性結(jié)果中的性別分層被選擇。

本文中的所有出版物通過引用被并入到以下程度：好像每一個單獨的出版物或?qū)＠暾埍痪唧w地且單獨地表示為通過引用被并入。如果并入的參考文獻中的術(shù)語的定義或應(yīng)用與本文提供的該術(shù)語的定義不一致或相反，那么以本文提供的該術(shù)語的定義適用為準，而參考文獻中的該術(shù)語的定義并不適用。

因而，即使本領(lǐng)域已知用于食物敏感度的各種測試，所有或幾乎所有這些測試存在一種或多種不足。因此，仍存在對用于食物敏感度測試的改進的組合物、設(shè)備以及方法的需求，尤其是確認且可能地排除確認為或疑似罹患ibs的患者的誘發(fā)食物。

技術(shù)實現(xiàn)要素：

本發(fā)明的主題是提出了一種用于測試被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的食物不耐受的系統(tǒng)和方法。本發(fā)明的一個方面是一種用于測試被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的食物不耐受的測試試劑盒。該測試試劑盒包括耦合到可單獨尋址的各固相載體(solidcarrier)的多個不同的食物制備物。多個不同的食物制備物具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.07，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.10。

本發(fā)明的另一個方面包括一種用于測試被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的食物不耐受的方法。該方法包括使食物制備物與被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的體液接觸的步驟。體液與性別確認相關(guān)聯(lián)。特別優(yōu)選地，接觸步驟在允許來自體液的igg結(jié)合到食物制備物的至少一種組分的條件下進行。該方法繼續(xù)測量結(jié)合到食物制備物的至少一種組分的igg的步驟以獲得信號，且隨后比較信號與使用性別確認得到的食物制備物的性別分層的參考值以獲得結(jié)果。接著，該方法還包括利用該結(jié)果更新或生成報告的步驟。

本發(fā)明的另一個方面包括一種生成被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的食物不耐受的測試的方法。該方法包括獲得多個不同的食物制備物的測試結(jié)果的步驟。測試結(jié)果是基于被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的體液和未被診斷為或不是疑似罹患腸易激綜合征的對照組的體液。該方法還包括針對每一個不同的食物制備物，根據(jù)性別對測試結(jié)果分層的方法的步驟。隨后，該方法繼續(xù)以下步驟：針對每一個不同的食物制備物，將用于男性患者和女性患者的不同的分界值(cutoffvalue)分配給預(yù)定的百分位數(shù)排名。

本發(fā)明其它方面包括耦合到可單獨尋址的各固相載體的多個不同的食物制備物在診斷腸易激綜合征中的用途。多個不同的食物制備物基于它們的由原始p值確定的平均判別p值≤0.07，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.10來選擇。

本發(fā)明主題的各種目的、特征、方面和優(yōu)點將從以下對優(yōu)選實施方案以及附圖的詳細描述中變得更加明顯，其中相同的附圖標記表示相同的部件。

附圖說明

表1顯示了食物項目的列表，食物制備物可以由這些食物項目制備。

表2顯示了根據(jù)雙尾fdr多重校正的p值排名的食物的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表3顯示了根據(jù)食物和性別的elisa得分的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表4顯示了用于預(yù)定的百分位數(shù)排名的食物的分界值。

圖1a圖示了用白小麥測試的男性ibs患者和對照的elisa信號得分。

圖1b圖示了用白小麥測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的男性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖1c圖示了用白小麥測試的女性的信號分布以及由女性對照群體確定的第95百分位數(shù)分界。

圖1d圖示了用白小麥測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的女性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖2a圖示了用可可測試的男性ibs患者和對照的elisa信號得分。

圖2b圖示了用可可測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的男性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖2c圖示了用可可測試的女性的信號分布以及由女性對照群體確定的第95百分位數(shù)分界。

圖2d圖示了用可可測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的女性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖3a圖示了用黑麥測試的男性ibs患者和對照的elisa信號得分。

圖3b圖示了用黑麥測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的男性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖3c圖示了用黑麥測試的女性的信號分布以及由女性對照群體確定的第95百分位數(shù)分界。

圖3d圖示了用黑麥測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的女性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖4a圖示了用黑茶測試的男性ibs患者和對照的elisa信號得分。

圖4b圖示了用黑茶測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的男性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖4c圖示了用黑茶測試的女性的信號分布以及由女性對照群體確定的第95百分位數(shù)分界。

圖4d圖示了用黑茶測試的超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的女性ibs受治療者的百分數(shù)分布。

圖5a-5b圖示了ibs受治療者的根據(jù)第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)被確認為誘發(fā)食物的食物的數(shù)量的分布。

表5顯示了ibs患者和對照的具有基于第90百分位數(shù)的陽性結(jié)果的數(shù)量的原始數(shù)據(jù)。

表6顯示出匯總了表5所示的ibs患者群體的原始數(shù)據(jù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表7顯示出匯總了表5所示的對照群體的原始數(shù)據(jù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表8顯示出匯總了表5所示的ibs患者群體的原始數(shù)據(jù)經(jīng)過對數(shù)變換所變換的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表9顯示出匯總了表5所示的對照群體的原始數(shù)據(jù)經(jīng)過對數(shù)變換所變換的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表10顯示出比較了ibs樣本與非ibs樣本之間的陽性食物的幾何平均數(shù)的獨立t檢驗的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表11顯示出比較了ibs樣本與非ibs樣本之間的陽性食物的幾何平均數(shù)的mann-whitney檢驗的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

圖6a圖示了表5所示數(shù)據(jù)的箱形圖和須形圖。

圖6b圖示了表5所示數(shù)據(jù)的缺口箱形(notchedbox)圖和須形圖。

圖7圖示了對應(yīng)于表12中所示的統(tǒng)計數(shù)據(jù)的roc曲線。

表12顯示了表5-11中所示的數(shù)據(jù)的接受者工作特征(roc)曲線分析的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表13顯示出從陽性食物的數(shù)量預(yù)測女性患者中的ibs狀態(tài)的性能指標的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表14顯示出從陽性食物的數(shù)量預(yù)測男性患者中的ibs狀態(tài)的性能指標的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

具體實施方式

發(fā)明人已經(jīng)發(fā)現(xiàn)食物測試中采用的用于確認被診斷為或疑似罹患ibs的患者的誘發(fā)食物的食物制備物并不具有同樣良好的預(yù)測性和/或不與ibs/ibs癥狀相關(guān)聯(lián)。的確，多種實驗已經(jīng)揭示出在非常廣泛的食物項目中，某些食物項目是高度預(yù)測性的/與ibs高度相關(guān)聯(lián)，而另一些食物項目與ibs的統(tǒng)計學(xué)關(guān)聯(lián)并不顯著。

甚至更意想不到的是，發(fā)明人發(fā)現(xiàn)除了食物項目的高度變化外，測試中對于響應(yīng)的性別差異性在測定食物項目與ibs的關(guān)聯(lián)性方面也發(fā)揮著重要作用。因此，基于發(fā)明人的發(fā)現(xiàn)和另外的設(shè)想，現(xiàn)在提供了在選擇因ibs癥候和癥狀的減輕而能夠被排除的食物項目方面具有明顯更高的預(yù)測能力的測試試劑盒和方法。

以下討論提供了本發(fā)明主題的多個示例性實施方案。盡管每個實施方案都表示本發(fā)明要素的單一組合，但本發(fā)明主題被認為包括所公開要素的所有可能的組合。因此，如果一個實施方案包括要素a、b和c，并且第二實施方案包括要素b和d，則即使未明確地公開，本發(fā)明的主題也被認為包括a、b、c或d的其他剩余組合。

在一些實施方案中，用于描述并要求保護本發(fā)明的某些實施方案的表達量或范圍的數(shù)字被理解為在某些情形中由術(shù)語“約”修飾。因此，在一些實施方案中，書面描述和所附權(quán)利要求中描述的數(shù)值參數(shù)是近似值，可以根據(jù)特定實施方案尋求獲得的期望性質(zhì)變化。在一些實施方案中，數(shù)值參數(shù)應(yīng)該根據(jù)所報告的有效數(shù)字的位數(shù)且通過應(yīng)用常規(guī)的舍入技術(shù)來解釋。盡管這樣，描述本發(fā)明某些實施方案的寬范圍的數(shù)值范圍和參數(shù)是近似值，而具體實施例中描述的數(shù)值被盡可行地精確報告。本發(fā)明的一些實施方案中提出的數(shù)值可以包含從它們各自的測試測量中存在的標準偏差所無法避免的某些誤差。除非上下文做出相反表示，本文描述的所有范圍應(yīng)該被解釋為包括它們的端點且開放式范圍應(yīng)該被解釋為僅包括商業(yè)上可實施的值。類似地，所有列出的值應(yīng)該被認為包括中間值，除非上下文做出相反表示。

如在本文的說明書和貫穿下面的權(quán)利要求中所使用的，除非上下文另有明確規(guī)定，否則“一個(a)”、“一個(an)”和“該(the)”的含義包括復(fù)數(shù)指代。此外，如本文的說明書中所使用的那樣，除非上下文另有明確規(guī)定，否則“在…內(nèi)(in)”的含義包括“在…內(nèi)(in)”和“在…上(on)”。

本文描述的所有方法可以以任何合適的順序被執(zhí)行，除非本文另外表示或另外與上下文明顯矛盾的。關(guān)于本文中某些實施方案提供的任何和所有示例或示例性語言(例如“諸如”)的使用僅旨在更好地說明本發(fā)明，并且不對所要求保護的本發(fā)明的范圍構(gòu)成限制。說明書中的任何語言不應(yīng)被解釋為表示對本發(fā)明的實踐必不可少的、任何非要求保護的要素。

本文公開的本發(fā)明的可選要素或?qū)嵤┓桨傅姆纸M不應(yīng)被解釋為限制性的。每個組成員可以單獨地或與組中的其他成員或本文中找到的其它要素的任何組合被引用和要求保護。出于簡潔和/或可專利性的原因，組中的一個或多個成員可被包括在組中或從組中刪除。當(dāng)發(fā)生任何此類包括或刪除時，本說明書被視為包括經(jīng)修改的組，從而滿足所附權(quán)利要求中使用的所有馬庫什組合的書面描述。

在一個特別優(yōu)選的方面中，發(fā)明人因此設(shè)想了適用于測試患者的食物不耐受的測試試劑盒或測試板，其中患者被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征。更優(yōu)選地，這樣的測試試劑盒或板將包括多個不同的食物制備物(如，原始的或處理過的提取物，優(yōu)選具有任選的共溶劑的含水提取物，其可以被或可以不被過濾)，這些食物制備物被偶聯(lián)至可單獨尋址的各固相載體(如，呈陣列或微孔板的形式)，其中不同的食物制備物具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.07，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.10。正如本文中使用的，處理過的提取物包括由經(jīng)過機械或化學(xué)改性的(如切碎的、加熱的、沸騰的、發(fā)酵的、煙熏的等)的食物項目制成的食物提取物。

在一些實施方案中，用于描述并要求保護本發(fā)明的某些實施方案的表達成分的量、性質(zhì)諸如濃度、反應(yīng)條件等的數(shù)字被理解為在某些情形中由術(shù)語“約”修飾。因此，在一些實施方案中，書面描述和所附權(quán)利要求中描述的數(shù)值參數(shù)是近似值，可以根據(jù)特定實施方案尋求獲得的期望性質(zhì)變化。在一些實施方案中，數(shù)值參數(shù)應(yīng)該根據(jù)所報告的有效數(shù)字的位數(shù)且通過應(yīng)用常規(guī)的舍入技術(shù)來解釋。盡管這樣，描述本發(fā)明某些實施方案的寬范圍的數(shù)值范圍和參數(shù)是近似值，而具體實施例中描述的數(shù)值被盡可行地精確報告。本發(fā)明的一些實施方案中提出的數(shù)值可以包含某些誤差，從它們各自的測試測量中存在的標準偏差所無法避免的。類似地，除非上下文做出相反表示，本文描述的所有范圍應(yīng)該被解釋為包括它們的端點且開放式范圍應(yīng)該被解釋為僅包括商業(yè)上可實施的值。類似地，所有列出的值應(yīng)該被認為包括中間值，除非上下文做出相反表示。

雖然并不限制本發(fā)明的主題，但是食物制備物將通常由通常已知或疑似為誘發(fā)ibs的癥候或癥狀的食物得到。特別合適的食物制備物可以通過下面概括的實驗過程來確認。因而，應(yīng)理解，食物項目不需要被限制到本文描述的項目，而是所有項目可以被設(shè)想，且它們可以通過本文提供的方法被確認。因此，示例性的食物制備物包括由可可、茶(如綠茶、黑茶等)、麥片、卷心菜、牛奶、洋蔥(如黃洋蔥、白洋蔥、maui洋蔥等)、蜂蜜、黑麥、玉米、酵母、小麥(如紅小麥、白小麥等)、大豆、雞蛋、金槍魚、檸檬、菠蘿、黃瓜、柑橘、大比目魚、胡桃、葡萄柚、蔗糖、雞肉、藍莓或蝦(如美國海灣白蝦、泰國蝦、虎蝦等)制備的至少兩個、至少四個、至少八個或至少十二個食物制備物。另外設(shè)想的食物制備物由蟹(如珍寶蟹、藍蟹、阿拉斯加帝王蟹等)、大麥、草莓、豬肉、稻米(如棕色、白色等)、牛肉、腰果、鱈魚、馬鈴薯、白芝麻、花椰菜、杏仁、火雞、扇貝和/或鮭魚制備。仍另外特別設(shè)想的食物項目和食物添加劑列在表1中，食物制備物可以由這些食物項目和食物添加劑制備。

使用來自被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的體液和來自健康的對照組個體(即未被診斷為或不是疑似罹患腸易激綜合征的那些人)的體液，可以確認許多額外的食物項目。優(yōu)選地，這樣確認的食物項目將具有高的判別能力且因此具有由原始p值確定的p值≤0.15，更優(yōu)選≤0.10以及最優(yōu)選≤0.05，和/或由錯誤發(fā)現(xiàn)率(fdr)多重校正的p值確定的p值≤0.10，更優(yōu)選≤0.08以及最優(yōu)選≤0.07。

因此，如果板具有多種食物制備物，設(shè)想多個不同的食物制備物具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.05，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.08，或甚至更優(yōu)選具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.025，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.07。在另外優(yōu)選的方面中，應(yīng)理解，fdr多重校正的p值可以根據(jù)年齡和性別中的至少一個來校正，且最優(yōu)選根據(jù)年齡和性別兩者來校正。另一方面，如果測試試劑盒或板被分層以與單個性別一起使用，還設(shè)想在測試試劑盒或板中，當(dāng)針對單個性別被校正時，多個不同的食物制備物中的至少50％(且更通常70％或全部)具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.07，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.10。此外，應(yīng)理解，其他分層(如飲食偏好、種族、居住地、遺傳傾向性或家族史等)也被設(shè)想，且phosita將被易于評價為合適的分層選擇。

本文中對值的范圍的敘述僅僅意在作為落在該范圍內(nèi)的每個單獨值的簡略說法。除非另有說明，否則將在一定范圍內(nèi)每個單獨的值并入本說明書中，如同在本文中單獨列舉一樣。本文所述的所有方法可以以任何合適的順序進行，除非本文另有說明或者與上下文明顯矛盾。關(guān)于本文中某些實施方案提供的任何和所有示例或示例性語言(例如“諸如”)的使用僅旨在更好地說明本發(fā)明，并且不對所要求保護的本發(fā)明的范圍構(gòu)成限制。說明書中的任何語言不應(yīng)被解釋為表示對本發(fā)明的實踐必不可少的、任何非要求保護的要素。

當(dāng)然，應(yīng)注意，特定格式的測試試劑盒或板可以顯著變化且設(shè)想的格式包括微孔板、微流體設(shè)備、浸量尺、膜結(jié)合陣列等。因此，耦合食物制備物的固相載體可以包括多壁板的孔、微流體設(shè)備、(如顏色編碼的或磁性的)珠，或吸附膜(如硝化纖維素或微孔/納米孔聚合物膜)、化學(xué)傳感器或電傳感器(如印刷的銅傳感器或微芯片)。在一些實施方案中，還設(shè)想用于分子吸收和通過光檢測器(如表面等離子體共振等)的信號檢測的合適的固相載體可以被使用。

因此，發(fā)明人還設(shè)想一種測試被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的食物不耐受的方法。更通常地，這樣的方法將包括使食物制備物與被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的體液(如全血、血漿、血清、唾液或糞便懸液)接觸的步驟，且其中體液與性別確認相關(guān)聯(lián)。如前所述，接觸步驟優(yōu)選地在允許來自體液的igg(或ige或iga或igm)結(jié)合到食物制備物的至少一種組分的條件下進行，且結(jié)合到食物制備物的組分的igg隨后被量化/測量以獲得信號。最優(yōu)選地，該信號隨后與使用性別確認得到的食物制備物的性別分層的參考值(如至少第90百分位數(shù)的值)比較以獲得結(jié)果，該結(jié)果隨后用于更新或生成報告。優(yōu)選地，報告可以作為單個測定結(jié)果的集合結(jié)果來生成。

更通常地，這樣的方法將不會被限制到單個食物制備物，而是將采用多個不同的食物制備物。如前所述，合適的食物制備物可以使用下面描述的各種方法被確認，然而，尤其優(yōu)選的食物制備物包括可可、茶(如綠茶、黑茶等)、麥片、卷心菜、牛奶、洋蔥(如黃洋蔥、白洋蔥、maui洋蔥等)、蜂蜜、黑麥、玉米、酵母、小麥(如紅小麥、白小麥等)、大豆、雞蛋、金槍魚、檸檬、菠蘿、黃瓜、柑橘、大比目魚、胡桃、葡萄柚、蔗糖、雞肉、藍莓或蝦(如美國海灣白蝦、泰國蝦、虎蝦等)。另外設(shè)想的食物制備物由蟹(如珍寶蟹、藍蟹、阿拉斯加帝王蟹等)、大麥、草莓、豬肉、稻米(如棕色、白色等)、牛肉、腰果、鱈魚、馬鈴薯、白芝麻、花椰菜、杏仁、火雞、扇貝和/或鮭魚，和/或表1的項目制備。正如上面還注意到的，通常優(yōu)選至少一些或所有的不同的食物制備物具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.07(或≤0.05，或≤0.025)，和/或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.10(或≤0.08，或≤0.07)。

雖然優(yōu)選食物制備物由作為粗提取物，或粗過濾的提取物的單個食物項目來制備，但是設(shè)想食物制備物可以由多個食物項目的混合物(如包括檸檬、柑橘和酸橙的柑橘屬的混合物、包括藍蟹、帝王蟹以及珍寶蟹的蟹類的混合物、包括白小麥和紅小麥的小麥的混合物、包括美國海灣白蝦、泰國蝦以及虎蝦的蝦的混合物等)來制備。在一些實施方案中，還設(shè)想食物制備物可以由純化的食物抗原或重組體食物抗原來制備。

正如通常優(yōu)選地，食物制備物被固定到固體表面上(通常以可尋址的方式)，設(shè)想測量結(jié)合到食物制備物的組分的igg或其他類型的抗體的步驟經(jīng)由免疫測定測試(如elisa測試、抗體捕捉酶免疫測定、其他類型的抗體捕捉測定等)來進行。

從不同的角度看，發(fā)明人還設(shè)想一種生成用于被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的食物不耐受的測試的方法。由于測試被應(yīng)用于已經(jīng)被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者，因而作者并不設(shè)想該方法具有對ibs的初步診斷目的。相反，該方法用于確認已經(jīng)被確診的或疑似的ibs患者中的誘發(fā)食物項目。這樣的測試通常將包括獲得不同食物制備物的一個或多個測試結(jié)果(如elisa、抗體捕捉酶免疫測定)的步驟，其中測試結(jié)果基于被診斷為或疑似罹患腸易激綜合征的患者的體液(如血液、唾液、糞便懸液)和未被診斷為或不是疑似罹患腸易激綜合征的對照組的體液。更優(yōu)選地，針對每一種不同的食物制備物，測試結(jié)果被根據(jù)性別分層，針對每一種不同的食物制備物，用于男性患者和女性患者的不同的分界值(如用于男性患者和女性患者的分界值具有至少10％(絕對值)的差)被分配給預(yù)定的百分位數(shù)排名(如第90百分位數(shù)或第95百分位數(shù))。

正如前面注意到的，且雖然不限于本發(fā)明的主題，但是設(shè)想不同的食物制備物包括由選自由可可、茶(如綠茶、黑茶等)、麥片、卷心菜、牛奶、洋蔥(黃洋蔥、白洋蔥、maui洋蔥等)、蜂蜜、黑麥、玉米、酵母、小麥(如紅小麥、白小麥等)、大豆、雞蛋、金槍魚、檸檬、菠蘿、黃瓜、柑橘、大比目魚、胡桃、葡萄柚、蔗糖、雞肉、藍莓或蝦(如美國海灣白蝦、泰國蝦、虎蝦等)組成的組的食物項目制備的至少兩個(或六個、或十個、或十五個)食物制備物。另外設(shè)想的食物制備物由蟹(如珍寶蟹、藍蟹阿拉斯加帝王蟹等)、大麥、草莓、豬肉、稻米(如棕色、白色等)、牛肉、腰果、鱈魚、馬鈴薯、白芝麻、花椰菜、杏仁、火雞、扇貝和/或鮭魚，和/或表1中的項目制備。在另一方面，如果新的食物項目被測試，則應(yīng)理解，不同的食物制備物包括由不是可可、茶(如綠茶、黑茶等)、麥片、卷心菜、牛奶、洋蔥(如黃洋蔥、白洋蔥、maui洋蔥等)、蜂蜜、黑麥、玉米、酵母、小麥(如紅色、白色等)、大豆、雞蛋、金槍魚、檸檬、菠蘿、黃瓜、柑橘、大比目魚、胡桃、葡萄柚、蔗糖、雞肉、藍莓或蝦(如美國海灣白蝦、泰國蝦、虎蝦等)的食物項目制備的食物制備物。不考慮食物項目的具體選擇，然而通常優(yōu)選，不同的食物制備物具有由原始p值確定的平均判別p值≤0.07(或≤0.05，或≤0.025)，或由fdr多重校正的p值確定的平均判別p值≤0.10(或≤0.08，或≤0.07)。示例性的方面和方案以及考慮被提供給在下面的實驗描述中。

因而，應(yīng)理解，通過具有本文描述的高置信度檢驗系統(tǒng)，可以顯著降低假陽性率和假陰性率，且尤其是如果檢驗系統(tǒng)和方法是針對性別差異被性別分層的或校正的(如下顯示)。因此，這樣的優(yōu)勢還未被認識到且期望本文提供的系統(tǒng)和方法將會顯著增強用于被診斷為或疑似罹患ibs的患者的食物敏感度測試的預(yù)測能力。

實驗

用于產(chǎn)生食物制備物的一般方案：市售的由各種生鮮食物的可食用部分制備的食物提取物(可從biomericainc.,17571vonkarmanave,irvine,ca92614獲得)用于按照制造商的說明書來制備elisa板。

對于一些食物提取物，發(fā)明人發(fā)現(xiàn)由產(chǎn)生食物提取物的特定過程制備的食物提取物比市售的食物提取物在檢測ibs患者的升高的igg反應(yīng)性方面提供了更優(yōu)異的結(jié)果。例如，對于谷物和堅果，優(yōu)選產(chǎn)生食物提取物的三步過程。第一步是脫脂步驟。在此步驟中，通過使谷物和堅果的粉末與非極性溶劑接觸并收集殘余物來提取谷物和堅果中的脂質(zhì)。然后，通過使脫脂的谷物或堅果粉末與升高的ph接觸以獲得混合物并從該混合物除去固體以獲得液體提取物來提取該粉末。一旦產(chǎn)生液體提取物，則添加水性制劑來穩(wěn)定該液體提取物。在優(yōu)選的實施方案中，水性制劑包括糖醇、金屬螯合劑、蛋白酶抑制劑、礦物鹽以及20-50mm的4-9ph的緩沖液的緩沖液組分。此制劑允許-70℃下長期存儲和多次凍融而不會損失活性。

對于另一個實施例，對于肉類和魚，優(yōu)選產(chǎn)生食物提取物的兩步過程。第一步是提取步驟。在此步驟中，通過在高沖擊壓力處理器中，在水性緩沖制劑中乳化生的、未蒸煮的肉類或魚來產(chǎn)生源自生的未蒸煮的肉類或魚的提取物。接著，除去固體材料以獲得液體提取物。一旦產(chǎn)生液體提取物，則添加水性制劑來穩(wěn)定該液體提取物。在優(yōu)選的實施方案中，水性制劑包括糖醇、金屬螯合劑、蛋白酶抑制劑、礦物鹽以及20-50mm的4-9ph的緩沖液的緩沖液組分。此制劑允許-70℃下長期存儲和多次凍融而不會損失活性。

對于另外的實施例，對于水果和蔬菜，優(yōu)選產(chǎn)生食物提取物的兩步過程。第一步是提取步驟。在此步驟中，使用提取器(如原汁榨汁機等)以粉碎食物和提取汁液來產(chǎn)生源自水果或蔬菜的液體提取物。接著，除去固體材料以獲得液體提取物。一旦產(chǎn)生液體提取物，則添加水性制劑來穩(wěn)定該液體提取物。在優(yōu)選的實施方案中，水性制劑包括糖醇、金屬螯合劑、蛋白酶抑制劑、礦物鹽以及20-50mm的4-9ph的緩沖液的緩沖液組分。此制劑允許-70℃下長期存儲和多次凍融而不會損失活性。

elisa板的封閉：為了優(yōu)化信噪，用專賣的封閉緩沖液來封閉板。在優(yōu)選的實施方案中，封閉緩沖液包括20-50mm的4-9ph的緩沖液、動物源的蛋白以及短鏈醇。包括幾種商用制備物的其他封閉緩沖液也被嘗試使用，但未能提供足夠的信噪和所要求的低的測定變化性。

elisa制備和樣本測試：將食物抗原制備物按照制造商的說明書固定到各微量測試孔上。為了測定，使食物抗原與患者的血清中存在的抗體反應(yīng)，且通過洗滌步驟除去過量的血清蛋白。為了檢測igg抗體結(jié)合，使酶標記的抗igg抗體共軛物與抗原-抗體復(fù)合物反應(yīng)。通過添加與偶聯(lián)酶反應(yīng)的底物來顯現(xiàn)顏色。測量顏色強度且與對特定食物抗原是特異性的igg抗體的濃度成正比。

確定按照區(qū)分ibs與對照受治療者的elisa信號的能力的順序排名的食物列表的方法：從初始選擇中(如，100種食物項目或150種食物項目，或甚至更多)，可以因預(yù)期群體的低消耗而在分析之前排除一些樣本。此外，特定的食物項目可以被用作更大范圍的同屬的食物組的代表，如果現(xiàn)有測試已經(jīng)確立了同屬組內(nèi)的不同物質(zhì)之間的相關(guān)性(最優(yōu)選兩個性別，但也適合于單個性別的相關(guān)性)尤其如此。例如，泰國蝦可以被去掉，而支持美國海灣白蝦作為“蝦”食物組的代表，或帝王蟹可以被去掉而支持珍寶蟹作為“蟹”食物組的代表。在另外優(yōu)選的方面中，最終的列表食物不到50種食物項目，且更優(yōu)選等于或少于40種食物項目。

由于最終選擇的用于食物不耐受小組的食物將不會對特定的性別是特異性的，因而需要性別-中立的食物列表。由于所觀察的樣本是性別失衡的(如，對照：22％的女性，ibs：64％的女性)，則通過使用雙樣本t檢驗來對針對性別的信號得分建模型并存儲殘余物供進一步的分析來消除完全因性別引起的elisa信號幅度的差。對于每一種受測試的食物，采用具有50,000重抽樣的對雙樣本t檢驗的排列檢驗(permutationtest)來比較ibs與對照之間的殘余信號得分。薩特思韋特(satterthwaite)近似被用于分母自由度以解釋方差齊性的缺乏，且雙尾排列的(2-tailedpermuted)p值代表每一種食物的原始p值。比較中的錯誤發(fā)現(xiàn)率(fdr)由任何可接受的統(tǒng)計程序(如benjamini-hochberg、族系錯誤率(fwer)、每次比較錯誤率(pcer)等)來校正。

根據(jù)食物的雙尾fdr多重校正的p值來對食物排名。具有等于或小于期望的fdr閾值的校正p值的食物被認為在ibs中比在對照受治療者中具有明顯更高的信號得分，且因此被認為是包括在食物不耐受小組中的候選者。表2提供了代表統(tǒng)計程序的結(jié)果的典型結(jié)果。此處，食物的排名是根據(jù)經(jīng)fdr校正的雙尾排列t檢驗的p值。

值得注意地，發(fā)明人發(fā)現(xiàn)甚至對于受測試的同一個食物制備物，至少好幾種食物項目的elisa得分顯著變化，且示例性的原始數(shù)據(jù)提供在表3中。因此，正如將容易理解的，如果同樣的分界值被應(yīng)用于男性數(shù)據(jù)和女性數(shù)據(jù)的原始數(shù)據(jù)，則沒有根據(jù)性別分層的數(shù)據(jù)將喪失重要的解釋能力。為了克服此缺陷，發(fā)明人按照下面的描述根據(jù)性別來對數(shù)據(jù)分層。

每一種食物的分界點(cutpoint)選擇的統(tǒng)計方法：通過使對照受治療者中的信號得分的分布匯總來確定何種elisa信號得分將構(gòu)成“陽性”響應(yīng)。對于每一種食物，具有所觀察的得分大于或等于對照受治療者分布的選定分位數(shù)的ibs受治療者被認為是“陽性的”。為了減少任一個受治療者對分界點確定的影響，每一種食物-特異性的和性別-特異性的數(shù)據(jù)集被自助(bootstrap)重抽樣1000次。在每一次自助重復(fù)中(bootstrapreplicate)，確定對照信號得分的第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)。自助樣本中的每一位ibs受治療者與第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)比較以確定他/她是否具有“陽性”響應(yīng)。每一種食物和性別的最終的基于第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的分界點被計算為整個1000份樣本中的平均第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)。通過池化(pooling)整個食物的數(shù)據(jù)來計算每一位ibs受治療者被認為對食物是“陽性的”食物的數(shù)量。采用這樣的方法，發(fā)明人現(xiàn)在能夠確認預(yù)定的百分位數(shù)排名的分界值，該值在大多數(shù)情形中是顯著不同的，正如可以從表4看到的。

圖1a-1d顯示了相對于小麥的、血液中的igg響應(yīng)的性別差異的典型示例，其中圖1a顯示了男性的信號分布以及由男性對照群體確定的第95百分位數(shù)分界。圖1b顯示了超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的男性ibs受治療者的百分數(shù)分布，而圖1c顯示了女性的信號分布以及由女性對照群體確定的第95百分位數(shù)分界。圖1d顯示了超過第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)的女性ibs受治療者的百分數(shù)分布。以同樣的方式，圖2a-2d示例性地描繪了對可可的不同響應(yīng)，圖3a-3d示例性地描繪了對黑麥的不同響應(yīng)以及圖4a-4d示例性地描繪了對黑茶的不同響應(yīng)。圖5a-5b顯示了ibs受治療者的根據(jù)在第90百分位數(shù)(5a)和第95百分位數(shù)(5b)下被確認為誘發(fā)食物的食物的數(shù)量的分布。發(fā)明人設(shè)想不考慮特定的食物項目，男性和女性響應(yīng)是顯著不同的。

應(yīng)注意，本領(lǐng)域未提供與ibs有關(guān)的被性別分層的任何可預(yù)測的食物組。因而，發(fā)現(xiàn)對性別顯示出不同響應(yīng)的食物項目是出人意料的結(jié)果，顯然，基于所有先前可獲得的技術(shù)也無法預(yù)期到這樣的結(jié)果。換句話說，基于性別分層選擇食物項目提供了出人意料的技術(shù)效果，使得作為男性或女性ibs患者的誘發(fā)食物的特定食物項目的統(tǒng)計學(xué)顯著性得以顯著改進。

igg響應(yīng)數(shù)據(jù)的歸一化：雖然患者的igg響應(yīng)結(jié)果的原始數(shù)據(jù)可以用于比較給定食物間的響應(yīng)強度，但是還設(shè)想患者的igg響應(yīng)結(jié)果被歸一化并被指數(shù)化(indexed)以產(chǎn)生無量綱的數(shù)值以便比較對給定食物的相對響應(yīng)強度。例如，患者的食物特異性的igg結(jié)果(如對珍寶蟹特異性的igg和對雞蛋特異性的igg)中的一個或多個可以被歸一化為患者的總igg。患者的對珍寶蟹特異性的igg的歸一化值可以是0.1且患者的對雞蛋特異性的igg的歸一化值可以是0.3。在此情形中，患者對雞蛋的響應(yīng)的相對強度是珍寶蟹的3倍。于是，患者對雞蛋和珍寶蟹的敏感度可以這樣被指數(shù)化。

在其他實施例中，患者的食物特異性igg結(jié)果(如對蝦特異性的igg和對豬肉特異性的igg)中的一個或多個可以被歸一化為患者的食物特異性igg結(jié)果的全局均值。患者的食物特異性igg的全局均值可以通過患者的食物特異性igg的總量來測量。在此情形中，患者對蝦的特異性igg可以被歸一化為患者的總食物特異性igg(如對蝦、豬肉、珍寶蟹、雞肉、豌豆等的igg水平的平均值)的平均值。然而，還設(shè)想患者的食物特異性igg的全局均值可以通過患者的對特定種類的食物的igg水平經(jīng)由多次測試來測量。如果之前已經(jīng)針對患者測試了5次對蝦的敏感度且測試了7次對豬肉的敏感度，那么患者的對蝦或?qū)ωi肉的新的igg值被歸一化為對蝦的5次測試結(jié)果的平均值或?qū)ωi肉的7次測試結(jié)果的平均值?；颊叩膶ξr特異性的igg的歸一化值可以是6.0且患者的對豬肉特異性的igg的歸一化值可以是1.0。在此情形中，患者此時對蝦的敏感度是對蝦的平均敏感度的6倍，但具有基本上類似的對豬肉的敏感度。然后，患者對蝦和豬肉的敏感度可以基于這樣的比較被指數(shù)化。

確定具有構(gòu)成ibs基礎(chǔ)的食物敏感度的ibs患者的子集的方法：雖然懷疑食物敏感度在ibs的癥候和癥狀方面起著重要作用，但是一些ibs患者可能不具有構(gòu)成ibs基礎(chǔ)的食物敏感度。那些患者將不會獲益于飲食干預(yù)來治療ibs的癥候和癥狀。為了確定這樣的患者的子集，ibs患者和非ibs患者的體液樣本可以采用使用具有24份食物樣本的測試設(shè)備進行的elisa測試來測試。

表5提供了示例性的原始數(shù)據(jù)。正如應(yīng)該被容易理解的，數(shù)據(jù)表示了基于第90百分位數(shù)值的24份樣本食物中的陽性結(jié)果的數(shù)量。從表5顯示的原始數(shù)據(jù)看，計算了ibs患者和非ibs患者的陽性食物數(shù)量的平均偏差和標準偏差。另外，計算了ibs患者和非ibs患者的具有零陽性食物的患者的數(shù)量和百分數(shù)。ibs群體中的具有零陽性食物的患者的數(shù)量和百分數(shù)不到非ibs群體中的約五分之一(分別為6％對比38％)。因而，可以容易理解，對零陽性食物具有敏感度的ibs患者不可能具有構(gòu)成他們的ibs癥候和癥狀的基礎(chǔ)的食物敏感度。

表6和表7顯示出匯總了表5所示的兩類患者群體的原始數(shù)據(jù)的示例性的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。統(tǒng)計數(shù)據(jù)包括正態(tài)性(normality)、算術(shù)平均值、中值、百分位數(shù)以及代表ibs群體和非ibs群體中的陽性食物的數(shù)量的平均值和中值的95％置信區(qū)間(ci)。

表8和表9顯示出匯總了表5所示的兩類患者群體的原始數(shù)據(jù)的另一個示例性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。在表8和9中，原始數(shù)據(jù)通過對數(shù)變換進行變換以改善數(shù)據(jù)解釋。

表10和表11顯示了獨立的t檢驗(表10，經(jīng)過對數(shù)變換的數(shù)據(jù))和mann-whitney檢驗(表11)的示例性統(tǒng)計數(shù)據(jù)以比較ibs樣本與非ibs樣本之間的陽性食物的數(shù)量的幾何平均值。表10和表11中顯示的數(shù)據(jù)表明ibs群體與非ibs群體之間的食物的陽性數(shù)量的幾何平均值的顯著統(tǒng)計學(xué)差異。在兩種統(tǒng)計檢驗中，顯示了關(guān)于24份食物樣本的陽性響應(yīng)的數(shù)量在ibs群體中比在非ibs群體中明顯更高且平均判別p值≤0.001。這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)還圖示為圖6a中的箱形圖和須形圖，和圖6b中的缺口箱形圖和須形圖。

表12顯示了表5-11所顯示的數(shù)據(jù)的接受者工作特征(roc)曲線分析的示例性統(tǒng)計數(shù)據(jù)以確定表5中采用的測試在區(qū)分ibs受治療者與非ibs受治療者方面的診斷能力。當(dāng)采用超過2種陽性食物的分界標準時，測試得到72.4％敏感度和72.2％特異度的數(shù)據(jù)，且具有0.771的曲線下面積(auroc)。roc的p值在<0.0001的p值時是顯著的。圖7圖示了對應(yīng)于表12所示的統(tǒng)計數(shù)據(jù)的roc曲線。由于ibs群體與非ibs群體之間的統(tǒng)計學(xué)差異是顯著的，當(dāng)測試結(jié)果被以2個陽性數(shù)量分界時，患者測試陽性的食物的數(shù)量可以被用作初步臨床診斷ibs的證實，和食物敏感度是否可以構(gòu)成患者的ibs的癥候和癥狀的基礎(chǔ)的證實。因此，上述測試可以被用作另一種“劃入”測試以添加到目前可用的診斷ibs的臨床標準中。

用于確定每人的稱為“陽性”食物的數(shù)量的分布的方法：為了確定每人的“陽性”食物的數(shù)量分布并測量診斷性能，用表1中的24種食物項目進行分析，這顯示了對ibs患者的最陽性的響應(yīng)。24種食物項目包括可可、黑茶、麥片、卷心菜、牛奶、黃洋蔥、蜂蜜、黑麥、玉米、酵母、白小麥、大豆、雞蛋、金槍魚、檸檬、菠蘿、黃瓜、柑橘、大比目魚、胡桃、葡萄柚、蔗糖、雞肉、美國海灣白蝦。為了減少任一個受治療者對此分析的影響，每一種食物特異性的和性別特異性的數(shù)據(jù)集被自助重抽樣1000次。接著，對于此自助樣本中的每一種食物項目，使用對照群體的第90百分位數(shù)和第95百分位數(shù)來確定性別特異性的分界點。一旦確定了性別特異性的分界點，則性別特異性的分界點與所觀察到的對照和ibs受治療者的elisa信號得分比較。在此比較中，如果觀察到的信號等于或大于分界點值，則認為是“陽性”食物，且如果觀察到的信號小于分界點值，則認為是“陰性”食物。

一旦所有的食物項目被認為是陽性的或陰性的，則每位受治療者的48次(24種食物×2個分界點)呼叫(call)的結(jié)果被保存在每一個自助重復(fù)中。然后，對于每一位受治療者，24次呼叫被采用作為分界點的第90百分位數(shù)來求和以得到“陽性食物(第90)的數(shù)量”，且剩余24次呼叫被采用第95百分位數(shù)來求和以得到“陽性食物(第95)的數(shù)量”。接著，在每一個重復(fù)中，匯總整個受治療者的“陽性食物(第90)的數(shù)量”和“陽性食物(第95)的數(shù)量”以得到如下所述的每個重復(fù)的描述性統(tǒng)計量：1)總體平均值等于平均值的平均值；2)總體標準偏差等于標準偏差的平均值；3)總體中值等于中值的平均值；4)總體最小值等于最小值的最小值；以及5)總體最大值等于最大值的最大值。在此分析中，當(dāng)計算頻率分布和直方圖時，為了避免非整數(shù)的“陽性食物的數(shù)量”，作者假設(shè)相同的原始數(shù)據(jù)集的1000次重復(fù)實際上是添加到原始樣本中的具有相同尺度的999個集的新的受治療者。一旦完成數(shù)據(jù)的匯總，就采用程序“a_pos_foods.sas、a_pos_foods_by_dx.sas”生成有關(guān)兩種性別和有關(guān)ibs受治療者和對照受治療者兩者的“陽性食物(第90)的數(shù)量”和“陽性食物(第95)的數(shù)量”的頻率分布和直方圖。

測量診斷性能的方法：為了測量每一位受治療者的針對每一種食物項目的診斷性能，我們使用上述每一個自助重復(fù)中的每一位受治療者的“陽性食物(第90)的數(shù)量”和“陽性食物(第95)的數(shù)量”的數(shù)據(jù)。在此分析中，分界點被設(shè)定為1。因而，如果受治療者具有一個或多個“陽性食物(第90)的數(shù)量”，則受治療者被呼叫為“罹患ibs”。如果受治療者具有小于1個“陽性食物(第90)的數(shù)量”，則受治療者被呼叫為“未罹患ibs”。當(dāng)建立了所有呼叫時，呼叫與實際的診斷進行比較以確定呼叫是否是真陽性(tp)、真陰性(tn)、假陽性(fp)或假陰性(fn)。當(dāng)分界點被設(shè)定為1用于每一種方法時，匯總整個受治療者的比較以得到“陽性食物(第90)的數(shù)量”和“陽性食物(第95)的數(shù)量”的敏感度、特異度、陽性預(yù)測值以及陰性預(yù)測值的性能指標。每一(敏感度、1-特異度)對成為在roc曲線上用于此重復(fù)的點。

為了提高準確度，上述分析通過將分界點從2個增加到高達24個，且重復(fù)用于1000個自助重復(fù)中的每一個來被重復(fù)。于是，1000個自助重復(fù)中的性能指標通過采用程序“t_pos_foods_by_dx.sas”計算平均值被匯總。女性和男性的診斷性能的結(jié)果顯示在表13(女性)和表14(男性)中。

當(dāng)然，應(yīng)理解，可以對食物制備物做出某些變化而不會改變本文提供的本發(fā)明的主題。例如，如果食物項目是黃洋蔥，則該項目應(yīng)該被理解為還包括被證明在測試中具有等同活性的其他洋蔥種類。的確，發(fā)明人注意到，對于每一個所測試的食物制備物，某些其他相關(guān)的食物制備物也以相同或等同的方式(數(shù)據(jù)未顯示)被測試。因而，應(yīng)理解，每一個受測試的且要求保護的食物制備物將存在與具有經(jīng)驗證的測試中的相同或等同反應(yīng)的的制備物相關(guān)聯(lián)的等同物。

對于本領(lǐng)域技術(shù)人員應(yīng)該明顯的是除了已經(jīng)描述的那些之外，還可以在不脫離本文的發(fā)明構(gòu)思的前提下進行更多的修改。因此，除了所附權(quán)利要求的精神外，本發(fā)明的主題不受限制。此外，在解釋說明書和權(quán)利要求書時，所有術(shù)語應(yīng)以符合上下文的最廣泛的方式進行解釋。特別地，術(shù)語“包括(comprises)”和“包括(comprising)”應(yīng)被解釋為以非排他性方式指代要素、部件或步驟，指示參考要素、部件或步驟可以與未明確引用的其他要素、部件或步驟存在或使用或組合。如果說明書聲明指代選自由a、b、c...和n組成的組中的至少一種，則文本應(yīng)該被解釋為僅需要組中的一個要素，而不是a加n或b加n等。

表1

根據(jù)經(jīng)fdr校正的雙尾排列t檢驗的p值的食物的排名

表2

根據(jù)食物和性別的elisa得分的基本描述性統(tǒng)計量比較ibs與對照

表3

作為候選者的對照受治療者的elisa信號得分的上側(cè)分位數(shù)用于確定“陽性”或“陰性”的檢驗分界點

使用排列檢驗的按區(qū)分能力的降序排名的前24種食物

表4

表5

表6

表7

表8

表9

表10

表11

表12

從陽性食物的數(shù)量預(yù)測ibs狀態(tài)的性能指標

使用elisa信號的第90百分位數(shù)以確定陽性

表13

從陽性食物的數(shù)量預(yù)測ibs狀態(tài)的性能指標

使用elisa信號的第90百分位數(shù)以確定陽性

表14