Kuurojen ja kuulovammaisten lasten etäterapia

210 0–27 kuukauden ikäistä lasta, joilla on vahvistettu pysyvä kuulon heikkeneminen, rekrytoidaan useiden lastensairaaloiden korva- ja kurkkutauti/audiologian klinikoilta. Kaikki tarjoavat hoitoa laajasti monimuotoiselle D/HH-populaatiolle etujen erojen vuoksi. Otolaryngologian/audiologian klinikoille tulevien lasten kelpoisuus seulotaan. Kun kelpoisuus on vahvistettu, ilmoittautuminen tarjotaan. Ilmoittautuessaan kaikki ryhmät käyvät läpi kattavat puheen, kielen ja elämänlaadun arvioinnit lähtötilanteessa ja sen jälkeen joka 9. kuukausi kussakin paikassa. Arvioinnissa mitataan kieltä, puhetta, sanastoa, kuuloon liittyvää elämänlaatua, vanhempien itsetehokkuutta ja varhaisen puuttumisen etua. Tutkijat mittaavat lisäksi hoidon käyttöä sekä demografisia ja kliinisiä perusominaisuuksia.

Lapset jaetaan johonkin seuraavista kolmesta tutkimusryhmästä: 1) Low-UC (pienituloiset lapset, satunnaistettu saamaan tavallista hoitoa); 2) Low-TT (pienituloiset lapset, jotka on satunnaistettu saamaan tavanomaista hoitoa ja täydentävää etäterapiaa) ja; 3) High-UC (korkeatuloisemmat lapset, saavat tavallista hoitoa). Low-TT ryhmä saa 18 kuukauden etäterapiakurssin kotiinsa.

Tämän tutkimuksen yleistavoite on selvittää, voiko etäterapiaan pääsyn parantaminen D/HH-lapsille vähentää eroja kielituloksissa. Jatkuvaa yhteistyötä vanhempien ja sidosryhmien neuvonantajien kanssa tapahtuu koko tutkimuksen ajan potilaskeskeisyyden ja levityspotentiaalin varmistamiseksi.

Erityinen tavoite 1: Ensisijainen analyysi I

Hoitoryhmä luettelee demografiset ja muut perustiedot, mukaan lukien perhetiedot, ja tekee niistä kuvailevan yhteenvedon. Kategoriset tiedot esitetään frekvenssinä ja prosentteina. Jatkuville tiedoille esitetään keskiarvo, keskihajonta, mediaani, kvartiiliväli, minimi ja maksimi. Full Analysis Set (FAS) sisältää kaikki lapset, joille on määrätty koehoito satunnaistuksen avulla. Intent-to-treat -periaatteen mukaisesti analyysi tehdään sen hoitohaaran ja ositteiden perusteella, joihin lapsia satunnaistetaan.

Tämän kokeen ensisijainen tavoite on verrata kuulon ymmärtämistä (AC) 18 kuukauden iässä pienituloisille lapsille, jotka saavat TT v. UC. Seuraavat tilastolliset hypoteesit testataan ensisijaisen tavoitteen saavuttamiseksi: Ho: θ1 = 0 vs. HA: θ1 ≠ 0 missä θ1 on ero Low-TT:n ja Low-UC:n välillä 18 kuukauden kohdalla. Ensisijainen analyysi tämän hypoteesin testaamiseksi ja kahden hoitohaaran vertaamiseksi koostuu t-testistä, joka on luotu ensisijaisen päätepisteen AC lineaarisesta regressiomallista, joka on mukautettu kerrostustekijöihin. Käsittelyjen välinen ero lasketaan yhdessä sen 95 % CI:n kanssa. Yhteensä 140 pienituloista lasta on satunnaistettava suhteessa 1:1 (70 per käsi) TT:hen tai UC:hen, jotta saavutetaan 90 %:n tilastollinen teho havaitakseen vaikutuksen koko 0,75 (arvioitu taulukosta 1 käyttämällä julkista vakuutusta korvauksena tulot olettaen yhteisen keskihajonnan olevan 21,3 ja eron 16: 87 vs. 71, olettaen, että ero on pienempi) ensisijaisesta päätepisteestä: PLS-5 AC 18 kuukauden kohdalla. Tätä otoskokoa oikaistu 20 %:n pudotus ja varianssiinflaatiokerroin 0,1 (50/(1-.1) huomioon ottamaan mallissa oikaistut tekijät (neliöllinen moninkertainen korrelaatiokerroin 0,1). Tämä laskelma perustui kahden otoksen t-testiin, jossa oletettiin yhtäläiset varianssit (olettaen, että taulukon 1 kahdesta keskihajonnasta on suurempi 21,3) ja kaksipuoleiseksi alfatasoksi 0,017 (Bonferroni-korjattu: 0,05/3 yhteisensisijaista hypoteesia ).

Erityinen tavoite 1: Ensisijainen analyysi II ja III

Vaikka tämän tutkimuksen ensisijainen kysymys on selvittää, parantaako etäterapia kielituloksia ja heikommassa asemassa olevien perheiden pääsyä erikoispalveluihin, tutkijat pyrkivät myös tutkimaan, voiko etäterapia kaventaa kielitulosten eroa pienituloisten ja korkeamman tulotason perheiden välillä. Ei-satunnaistettu kohorttitutkimus korkeatuloisista perheistä (mutta säilyttäen ne lisävertailuna) on perusteltua, koska korkeatuloisemmat perheet voivat halutessaan saada lisäpalveluita riippumatta siitä, ovatko lapset tutkimuksessa vai eivät. Tutkijat keräävät korkeatuloisia potilaita rinnakkain pienituloisten lasten RCT:n kanssa. Siksi on tärkeää testata tilastolliset hypoteesit: Ho: θ2 = 0 vs. HA: θ2 ≠ 0 missä θ2 on ero AC:ssa 18 kuukauden kohdalla TT:tä saavien pienituloisten ja UC:tä saavien korkeatuloisten lasten välillä; ja Ho: θ3 = 0 vs. HA: θ3 ≠ 0, jossa θ3 on ero AC:ssa 18 kuukauden kohdalla pienituloisten lasten ja korkeatuloisten lasten välillä, jotka saavat UC:tä.

Korkeatuloisia lapsia verrataan kuulotason ja ilmoittautumissivustoilla. Näissä jälkimmäisissä vertailuissa kontrollimuuttujat koostuvat myös perusominaisuuksista, joiden tiedetään liittyvän AC:hen, mukaan lukien kliiniset ominaisuudet ja demografiset erot, ja mahdolliset erot arvioidaan paritesteillä. Arvioidakseen, eroavatko tulosradat tutkimusryhmittäin, tutkijat käyttävät sekavaikutteisia lineaarisia (jatkuvia tuloksia varten) ja logistisia (dikotomisia toissijaisia ​​tuloksia varten) regressioanalyysejä. Tutkijat mallintavat liikeradat joustavasti testaamalla, sisällytetäänkö ajan neliö- tai kuutiotermit (enintään 3 käyntiä: lähtötaso, 9 kuukautta ja 18 kuukautta) tai yksilöiden satunnaiset jyrkkyydet, parantavatko mallin sopivuutta ja sisällyttävätkö ne, jos merkitsee merkittävä (P) <0,05) todennäköisyyssuhdetesti. Kokonaisero arvioidaan käyttämällä F-testiä ja jälkiestimointia t-testiä SAS v 9.4:ssä. Tutkijat selvittävät myös pisteiden muutosnopeutta ajan myötä. Kaikki toissijaiset tulokset arvioidaan tällä sekamallinnusmenetelmällä, mukaan lukien QOL-tulokset. Tutkijat arvioivat myös mallin sopivuuden (esim. jäännökset) ja arvioivat, tarjoaako tulosten muuntaminen (esim. log-muunnokset) parhaan sovituksen. Vastaamisen huomioon ottamiseksi tutkijat sisällyttävät myös satunnaisen vaikutuksen.

Tutkijat arvioivat myös, ovatko perusarvot hämmentäviä eristämällä ihmisen sisäiset muutokset. Sekavaikutusmallien etuna on, että tällaiset mallit tuottavat puolueettomia arvioita, vaikka joillakin yksilöillä puuttuu havaintoja, ne mukautuvat seurannan erotushäviöön, ottavat huomioon epäsäännölliset aikamittaukset ja ottavat huomioon yksilöiden ryhmittymisen, kuten tässä tutkimuksessa vaaditaan. Kaksipuolinen p-arvo alle 0,017 katsotaan tilastollisesti merkitseväksi (Bonferroni korjattu kolmella hypoteesilla (0,05/3). Arviot ja niihin liittyvät 95 %:n luottamusvälit, mukaan lukien useiden testausten korjatut aikavälit, raportoidaan.

Rekrytoidaan 210 lasta: 70 korkeatuloisia; ja 140 pienituloista, joista 70 saa TT:tä ja 70 UC:tä, kuten edellä on kuvattu. Arvioitu tilastollinen teho verrata korkeatuloisia lapsia pienituloisiin lapsiin, jotka saavat TT:tä ja UC:tä, arvioidaan toistuvan mittaussuunnitelman avulla, jossa on kolme käyntiä. Se olettaa ANOVA F-testin näillä kolmella ryhmällä. Tutkijat olettivat korrelaation olevan 0,9, koehenkilöiden väliseksi varianssiksi 0,22, virhevarianssiksi 2, ja Bonferroni korjasi alfa-tason 0,017, mikä johti 92 prosentin tilastolliseen tehokkuuteen. Tutkijat odottavat, että parikohtainen t-testivertailu 18 kuukauden kohdalla Low-UC:n ja High-UC:n välillä saavuttaisi vähintään 90 %:n tilastollisen tehon 27,5:n eron havaitsemiseksi (taulukko 1). Low-TT:n ja High-UC:n parittaiselle t-testille tutkijat arvioivat taulukosta 1 havaittavan eron 10,1, mikä johtaa 81 %:n tilastolliseen tehoon. Kaikissa yllä olevissa laskelmissa oletetaan, että 20 %:n pudotus, kollineaarisuussäätö on 0,1 (ja parikohtaisissa vertailuissa luokan sisäinen korrelaatiokerroin 0,4). Nämä otoskokolaskelmat suoritettiin käyttämällä Stata 15.1:tä.

Erityinen tavoite 2: Retrospektiiviset sekundaarianalyysit

Väestötiedot ja muut perustiedot luetellaan ja niistä tehdään yhteenveto kuvailevasti käyttöryhmittäin, TT tai UC. Kategoriset ja jatkuvat tiedot kootaan tavoitteessa 1 kuvatulla tavalla. Lineaarista mallia (samanlainen kuin tavoite 1) käytetään AC:n, ensisijaisen tuloksen ja kunkin kuuden eron välisen yhteyden arvioimiseen 18 kuukauden kohdalla. Heterogeeniset hoitovaikutukset (HTE:t) arvioidaan käyttämällä standardi HTE-lähestymistapaa, käyttöryhmän ja kunkin eron välistä vuorovaikutusta. Arvioidaan, vaikuttavatko erot yksin vai yhdessä (≥2 eroa, kuten espanjankieliset ja julkisen vakuutuksen saajat). Mahdolliset sekaannukset (kuvattu yllä) ja muut demografiset erot, jotka voivat vaikuttaa mallin tuloksiin, arvioidaan suorittamalla herkkyysanalyysejä. Tutkijat selvittävät myös, onko vuorovaikutus ajallisesti vaihteleva sovittamalla ajan vuorovaikutus käsittelyn perusteella käyttämällä tavoitteessa 1 kuvattua sekamallilähestymistapaa. Tutkijat suorittivat simulaatioita tutkiakseen mahdollista tilastollista tehoa havaita HTE. Jokainen simulaatio toistettiin 1000 kertaa tarkkojen arvioiden saamiseksi, ja tutkijat ottivat mukaan yhteensä kuusi eroa, mikä on yhdenmukainen analyysisuunnitelman kanssa. Tutkijat vaihtelivat niiden erojen lukumäärää, joilla oli tiedossa erilainen HTE (2–5 eroa) ja eroja, jotka eivät olleet (eli ei erilaista HTE:tä), sekä vaikutuksen kokoa (0,4–1,0). Otoskokoksi oletettiin 210 lasta. Tutkijat odottavat noin 78 lapsen käyttävän TT:tä ja 132 lasta UC:tä käyttävän. Tutkijat olettivat myös Bonferroni-korjauksen (0,008 = 0,05/6 erot) suojaamaan perhekohtaiselta virhetasolta (FWER) 0,05. Tutkijat sisälsivät lineaarisen regressiomallin tärkeimmät vaikutukset (eli käyttöaste TT vs. UC-ryhmä), eroavaisuudet (dikotomisoitu) ja vuorovaikutusvaikutus eron ja käyttöryhmän välillä. Tämän simulaation tulokset osoittivat, että yli 80 %:n tilastollinen teho pystyi havaitsemaan tunnetun HTE:n kahdelle erolle efektin koosta riippumatta, ES = 0,4 tai ES = 1,0, vastaavasti, kun taas FWER kontrolloitiin 5 %:lla jäljellä oleville 4 eroille ilman HTE läsnä. Viiden tunnetun eron havaitsemiseksi tilastollinen teho oli 68 % ja 83 %, kun ES = 0,4 ja ES = 1,0. Tutkijat käyttivät SAS v.9.4:ää tilastollisen tehon arvioimiseen. 20 %:n keskeyttämisaste perustuu historialliseen 18 kuukauden seurantaan (80 %) UCSF:n D/HH-klinikalla pienituloisille lapsille, joilla on D/HH. Matka ja aika ovat merkittäviä 3 vaaditun opiskeluarvioinnin kannalta, mutta ne korvataan; Näistä arvioinneista saadut tiedot ovat myös arvokkaita kliinisen hoidon tekijöitä, ja ne jaetaan kliinisen hoidon ja varhaisen puuttumisen ryhmien kanssa. Arvioinnit linjataan myös lapsen normaalin kliinisen hoidon kanssa, joka edellyttää henkilökohtaista audiologiakäyntiä 6-9 kuukauden välein. Vertailevana tehokkuustutkimuksena tutkijat hyväksyvät ryhmien välisen kontaminaation ja sokeamattoman suunnittelun: perheet voivat tehdä erilaisia ​​päätöksiä siitä, mitä palveluita tarkalleen hakevat, riippuen siitä, onko heidät osoitettu etäterapiaryhmään vai ei. Varhaisen puuttumisen keskukset ja yhteisön tukiryhmät voivat vaikuttaa perheisiin; Näiden foorumien kautta tapahtuva saastuminen voi vaikuttaa tämän tutkimuksen ulkopuolisiin palveluvalintoihin ja pienentää vaikutusten kokoa retrospektiivisiin tietoihimme verrattuna. Palvelut mitataan huolellisesti kaikille ryhmille. Tutkijat selvittävät, onko terapian käyttö sidoksissa tuloksiin, mahdollisesti välittäjänä. Osoittaakseen, että terapian käyttö on intervention välittäjä 18 kuukauden iässä, tutkijat arvioivat, onko sillä pää- vai vuorovaikutusvaikutus ensisijaiseen tulokseen. Tutkijat arvioivat regressiomallimme suorat ja epäsuorat vaikutukset, kun altistumisen ja välittäjän vuorovaikutus on läsnä. Crossoverin ja kontaminaation mahdollisten vaikutusten huomioon ottamiseksi tutkijat harkitsevat marginaalisen rakennemallinnuksen suorittamista herkkyysanalyysinä.