Teleterapi hos barn som är döva och hörselskada

210 barn i åldrarna 0-27 månader med bekräftad permanent hörselnedsättning kommer att rekryteras från otolaryngologi/audiokliniker vid flera pediatriska sjukhus. Alla ger vård för en brett varierad D/HH-befolkning för olikheterna i intressen. Barn som kommer till Otolaryngology/Audiologikliniker kommer att screenas för behörighet. När behörigheten har bekräftats kommer registrering att erbjudas. När de väl har registrerats kommer alla grupper att genomgå omfattande tal-, språk- och livskvalitetsbedömningar vid baslinjen och var 9:e månad därefter på varje plats. Bedömningarna kommer att omfatta mått på språk, tal, ordförråd, hörselrelaterad livskvalitet, föräldrarnas själveffektivitet och förmåner för tidiga insatser. Utredarna kommer dessutom att mäta terapianvändning och demografiska och kliniska baslinjeegenskaper.

Barn kommer att tilldelas en av följande tre studiegrupper: 1) Låg-UC (låginkomstbarn, randomiserade till att få vanlig vård); 2) Låg-TT (låginkomstbarn, randomiserade för att få vanlig vård plus tillgång till kompletterande teleterapi), och; 3) Hög-UC (höginkomstbarn, som får vanlig vård). Låg-TT-gruppen kommer att få en 18-månaders kur med teleterapi i sitt hem.

Det övergripande målet med denna studie är att lära sig om förbättrad tillgång till teleterapi för barn som är D/HH kan minska skillnader i språkresultat. Pågående engagemang med föräldrar och intressentrådgivare kommer att förekomma under hela studien för att säkerställa patientcentrering och spridningspotential.

Specifikt mål 1: Primär analys I

Demografiska och andra baslinjedata inklusive data om familjeegenskaper kommer att listas och sammanfattas beskrivande av behandlingsarmen. Kategoriska data kommer att presenteras som frekvenser och procentsatser. För kontinuerliga data kommer medelvärde, standardavvikelse, median, interkvartilintervall, minimum och maximum att presenteras. Den fullständiga analysuppsättningen (FAS) omfattar alla barn till vilka provbehandling har tilldelats genom randomisering. Enligt intention-to-treat-principen kommer analysen att slutföras utifrån den behandlingsarm och strata som barnen tilldelas genom randomiseringsproceduren.

Det primära syftet med denna studie är att jämföra auditiv förståelse (AC) vid 18 månader för låginkomstbarn som får TT mot UC. Följande statistiska hypoteser kommer att testas för att tillgodose det primära målet: Ho: θ1 = 0 vs. HA: θ1 ≠ 0 där θ1 är skillnaden mellan Low-TT och Low-UC vid 18 månader. Den primära analysen för att testa denna hypotes och jämföra de två behandlingsarmarna kommer att bestå av ett t-test genererat från en linjär regressionsmodell av den primära endpointen, AC, justerad för stratifieringsfaktorer. Skillnaden mellan behandlingarna kommer att beräknas, tillsammans med dess 95 % CI. Totalt 140 låginkomstbarn kommer att behöva randomiseras 1:1 (70 per arm) till TT eller UC för att uppnå 90 % statistisk styrka för att upptäcka en effektstorlek på 0,75 (uppskattat från tabell 1 med offentlig försäkring som proxy för inkomst med antagande av en vanlig standardavvikelse på 21,3 och en skillnad på 16:87 mot 71, förutsatt en mindre skillnad) av den primära effektmåttet: PLS-5 AC vid 18 månader. Denna urvalsstorlek justerades för bortfallet på 20 % och variansinflationsfaktorn 0,1 (50/(1-.1) för att ta hänsyn till faktorer som justerats för i modellen (kvadratmultipelkorrelationskoefficient på 0,1). Denna beräkning baserades på ett två-provs t-test som antog lika varianser (med antagande av den största av de två standardavvikelserna på 21,3 i tabell 1) och en dubbelsidig alfanivå på 0,017 (Bonferroni justerad: 0,05/3 ko-primära hypoteser ).

Specifikt mål 1: Primär analys II & III

Medan den primära frågan i denna studie är att ta itu med huruvida teleterapi förbättrar språkresultat och tillgång till specialtjänster för missgynnade familjer, syftar utredarna också till att undersöka om teleterapi kan minska språkresultatgapet mellan låg- och höginkomstfamiljer. En icke-randomiserad kohortstudie av familjer med högre inkomst (men att behålla dem som en ytterligare jämförelse) är motiverad med tanke på att familjerna med högre inkomst sannolikt har tillgång till kompletterande tjänster om så önskas oavsett om barn ingår i studien eller inte. Utredarna kommer att samla in patienter med högre inkomst parallellt med RCT för låginkomstbarn. Därför är det viktigt att testa de statistiska hypoteserna: Ho: θ2 = 0 vs. HA: θ2 ≠ 0 där θ2 är skillnaden vid 18 månader i AC mellan låginkomstbarn som får TT och barn med högre inkomster som får UC; och Ho: θ3 = 0 vs. HA: θ3 ≠ 0 där θ3 är skillnaden vid 18 månader i AC mellan låginkomstbarn som får UC och barn med högre inkomster som får UC.

Höginkomstbarn kommer att matchas på hörselnivå och inskrivningsplatser. För dessa senare jämförelser kommer kontrollvariabler också att bestå av baslinjeegenskaper som är kända för att vara associerade med AC, vilket inkluderar kliniska attribut och demografiska skillnader, och potentiella skillnader kommer att bedömas med hjälp av parade tester. För att bedöma om utfallsbanor skiljer sig åt mellan olika studiegrupper kommer forskarna att använda linjära (för kontinuerliga resultat) och logistiska (för dikotoma sekundära utfall) regressionsanalyser med blandade effekter. Utredarna kommer flexibelt att modellera banor genom att testa om de inkluderar kvadratiska eller kubiska termer för tid (upp till 3 besök: baslinje, 9 månader och 18 månader) eller slumpmässiga lutningar för individer förbättrar modellpassningen och inkluderar dem om det indikeras av en signifikant (P <0,05) sannolikhetskvotstest. Den totala skillnaden kommer att bedömas med hjälp av ett F-test och ett t-test efter skattning i SAS v 9.4. Utredarna kommer också att undersöka graden av förändring av poäng över tiden. Alla sekundära resultat kommer att bedömas med denna blandade modelleringsmetod, inklusive QOL-resultat. Utredarna kommer också att bedöma modellanpassningen (t.ex. residualer) och bedöma om transformation av resultaten (t.ex. logtransformationer) ger den bästa passformen. För att ta hänsyn till matchningen kommer utredarna också att inkludera en slumpmässig effekt.

Utredarna kommer också att bedöma om baslinjevärdena är föremål för förvirring genom att isolera förändringar inom person. Fördelen med modeller med blandade effekter är att sådana modeller producerar opartiska uppskattningar även när vissa individer har saknade observationer, justerar för differentiell förlust för uppföljning, tar emot oregelbundna tidsmätningar och tar hänsyn till klustring av individer, som krävs i denna studie. Ett dubbelsidigt p-värde mindre än 0,017 kommer att anses vara statistiskt signifikant (Bonferroni korrigerad för tre hypoteser (0,05/3). Uppskattningar och tillhörande 95 % konfidensintervall, inklusive korrigerade intervall för flera tester, kommer att rapporteras.

210 barn kommer att rekryteras: 70 med högre inkomst; och 140 låginkomsttagare, varav 70 får TT och 70 får UC, enligt beskrivningen ovan. Uppskattad statistisk kraft för att jämföra barn med högre inkomster med barn med låg inkomst som får TT och UC kommer att bedömas via en design med upprepade mått med 3 besök. Det förutsätter ett ANOVA F-test med dessa tre grupper. Utredarna antog en korrelation på 0,9, varians mellan försökspersoner på 0,22, felvarians på 2, och Bonferroni korrigerade alfanivån 0,017 som resulterade i 92 % statistisk styrka. Utredarna förväntar sig att den parvisa t-testjämförelsen efter 18 månader mellan Low-UC och High-UC skulle uppnå minst 90 % statistisk effekt för att upptäcka en skillnad på 27,5 (tabell 1). För parvis t-test av Low-TT och High-UC uppskattar utredarna från Tabell 1 en detekterbar skillnad på 10,1 vilket resulterar i 81 % statistisk effekt. Alla ovanstående beräkningar antar ett bortfall på 20 %, kollinearitetsjustering på 0,1 (och för parvisa jämförelser, en intraklasskorrelationskoefficient på 0,4). Dessa provstorleksberäkningar utfördes med Stata 15.1.

Specifikt mål 2: Retrospektiva sekundära analyser

Demografiska och andra basdata kommer att listas och sammanfattas beskrivande efter användningsgrupp, TT eller UC. Kategoriska och kontinuerliga data kommer att sammanfattas enligt beskrivningen i Mål 1. En linjär modell (liknande mål 1) kommer att användas för att bedöma sambandet mellan AC, primärt resultat och var och en av de sex skillnaderna efter 18 månader. Heterogena behandlingseffekter (HTEs) kommer att bedömas med hjälp av standard HTE-metoden, en interaktion mellan användningsgruppen och varje skillnad. Utforskning av om skillnader agerar ensamma eller i kombination (≥2 skillnader, till exempel de som är spansktalande och får offentlig försäkring) kommer att bedömas. Potentiella konfounders (beskrivna ovan) och andra demografiska skillnader som kan påverka modellresultaten kommer att bedömas genom att utföra känslighetsanalyser. Utredarna kommer också att undersöka om interaktionen är tidsvarierande genom att anpassa en interaktion av tid genom behandling genom olikhet med hjälp av den blandade modellmetoden som beskrivs i Mål 1. Utredarna utförde simuleringar för att utforska den potentiella statistiska kraften för att upptäcka HTE. Varje simulering upprepades 1000 gånger för att ge exakta uppskattningar och utredarna inkluderade totalt sex skillnader, vilket överensstämmer med analysplanen. Utredarna varierade antalet skillnader som hade känt differentiell HTE (mellan 2 till 5 skillnader) och skillnaderna som inte gjorde det (dvs. ingen differentiell HTE), såväl som effektstorleken (0,4 till 1,0). En total urvalsstorlek på 210 barn antogs. Utredarna förväntar sig att cirka 78 barn ska använda TT och 132 barn att använda UC. Utredarna antog också en Bonferroni-korrigering, (0,008=0,05/6 skillnader) för att skydda mot familjemässigt felfrekvens (FWER) på 0,05. Utredarna inkluderade huvudeffekterna i den linjära regressionsmodellen (dvs utnyttjande TT vs. UC-grupp), disparitet (dikotomiserad) och interaktionseffekten mellan disparitets- och användningsgruppen. Resultaten från denna simulering indikerade att det fanns över 80 % statistisk kraft för att detektera känd HTE för 2 skillnader oavsett effektstorlek, ES = 0,4 respektive ES = 1,0, samtidigt som FWER kontrollerades på 5 % för de återstående 4 skillnaderna utan HTE närvarande. För att detektera 5 kända skillnader fanns det 68 % och 83 % statistisk effekt när ES = 0,4 respektive ES = 1,0. Utredarna använde SAS v.9.4 för att uppskatta den statistiska styrkan. Avhoppen på 20 % baseras på den historiska 18-månaders uppföljningsfrekvensen (80 %) på UCSF D/HH-kliniken för låginkomstbarn som är D/HH. Resor och tid kommer att ha betydelse för de 3 obligatoriska studiebedömningarna, men kommer att kompenseras; information som erhållits från dessa bedömningar kommer också att vara en värdefull bidragsgivare till den kliniska vården och kommer att delas med teamen för klinisk vård och tidiga insatser. Bedömningarna kommer också att anpassas till barnets vanliga kliniska vård, som kräver personliga audiologibesök var 6-9 månader. Som en jämförande effektivitetsstudie accepterar utredarna kontaminering mellan grupper och en oförblindad design: familjer kan fatta olika beslut om vilka exakta tjänster de ska bedriva, beroende på om de tilldelades teleterapigruppen eller inte. Familjer kan påverkas av deras tidiga interventionscenter och lokala stödgrupper; kontaminering via dessa forum kan påverka tjänsteval utanför denna studie och minska effektstorleken i förhållande till våra retrospektiva data. Tjänsterna kommer att mätas noggrant för alla grupper. Utredarna kommer att undersöka om terapianvändning är kopplad till resultaten, eventuellt som en medlare. För att visa att terapianvändning är en förmedlare av interventionen vid 18 månader kommer utredarna att bedöma om det har en huvud- eller interaktionseffekt på det primära resultatet. Utredarna kommer att uppskatta de direkta och indirekta effekterna av vår regressionsmodell när exponerings-mediator interaktion är närvarande. För att ta hänsyn till möjliga effekter av korsning och kontaminering kommer utredarna att överväga att utföra marginella strukturella modeller som en känslighetsanalys.