Contexte

Les troubles dépressifs comportent des symptômes émotionnels, biologiques et psychologiques persistants, accompagnés d’une altération du fonctionnement social [1], et comptent parmi les troubles psychiatriques les plus fréquents à l’adolescence. Près de 6 % des jeunes de cet âge remplissent à un moment donné les critères du trouble dépressif majeur (TDM) [2]. La prévalence du TDM augmente avec le passage de l’enfance à l’adolescence [3] et le trouble touche près de deux fois plus de filles que de garçons [4]. Vivre un TDM à l’adolescence accroît le risque de nouveaux épisodes dépressifs à l’âge adulte [5]. Le TDM est associé, dans le monde, à une incapacité, une morbidité et une mortalité importantes [6], et il a été identifié comme un facteur de risque majeur de comportements suicidaires et de décès par suicide [7]. Compte tenu de la forte prévalence de la dépression à l’adolescence et du lourd fardeau qu’elle représente, développer des interventions efficaces et réalistes à mettre en œuvre dans les services publics de santé mentale est une priorité.

Les variantes de la thérapie cognitivo-comportementale (TCC) sont les plus étudiées ; elles ont été reconnues comme des approches psychothérapeutiques empiriquement étayées [8] et recommandées comme traitement de première intention de la dépression modérée à sévère à l’adolescence [9]. Avec l’accumulation des données d’essais contrôlés randomisés (ECR) au cours des dernières décennies, plusieurs méta-analyses sur le traitement de la dépression à l’adolescence indiquent que la thérapie interpersonnelle pour adolescents (IPT-A), dont la base de preuves est nettement plus restreinte, constitue une option thérapeutique bien établie, au même titre que la TCC [8, 10–18]. Une méta-analyse récente a rapporté une faible taille d’effet (0,29) pour la TCC et l’IPT dans la dépression à l’adolescence par rapport à des groupes témoins actifs [19] ; en outre, une part importante des jeunes n’entre pas en rémission [19, 20]. Même lorsque le traitement réussit, les taux de rechute sont élevés [21–23]. Une méta-analyse en réseau examinant les effets des psychothérapies, des pharmacothérapies et de leur combinaison dans le traitement du trouble dépressif modéré à sévère chez l’enfant et l’adolescent a conclu que la fluoxétine, seule ou associée à la TCC, était le meilleur choix pour le traitement de la phase aiguë [24]. L’association d’une psychothérapie et d’un antidépresseur pourrait être le traitement optimal de la dépression modérée à sévère [25, 26]. On dispose pourtant de peu de données sur les bénéfices et les risques des différentes approches de la dépression à l’adolescence. L’avantage de choisir un antidépresseur plutôt qu’une psychothérapie pourrait être limité [27, 28] ; selon une revue systématique Cochrane de l’équipe de Cox, le bénéfice de l’antidépresseur par rapport à la psychothérapie ou à une approche combinée ne semble pas se maintenir dans le temps [29]. La recommandation de l’American Psychological Association (APA) sur la pratique fondée sur les preuves en psychologie (EBPP) [30], définie comme l’intégration des meilleures données de recherche disponibles et de l’expertise clinique, dans le contexte des caractéristiques, de la culture et des préférences de la personne soignée, souligne la nécessité de poursuivre les efforts pour développer et améliorer les traitements.

Une piste pour améliorer le traitement du TDM à l’adolescence consiste à accorder plus de place à l’implication des parents dans la thérapie. Les parents peuvent jouer un rôle important dans l’apparition et le maintien des symptômes dépressifs des jeunes [31, 32]. Des pratiques parentales défavorables, le niveau de symptômes dépressifs d’un parent, les conflits parent-enfant et le dysfonctionnement familial en général font partie des facteurs associés aux symptômes dépressifs à l’adolescence [33]. Les interventions familiales pourraient donc avoir un potentiel important pour agir sur des facteurs de risque connus de la dépression à l’adolescence, et constituer un moyen efficace d’engager les jeunes et leurs parents dans le traitement. La thérapie familiale basée sur l’attachement (ABFT), développée par Diamond et al. (2002), a été conçue pour aider les familles à repérer et à résoudre les conflits familiaux centraux et les ruptures d’attachement qui ont empêché les jeunes de faire confiance à leurs parents et de trouver en eux une source de soutien émotionnel. L’ABFT est avant tout un traitement centré sur le processus et sur les émotions, guidé par un protocole semi-structuré. Le modèle vise à la fois à améliorer le fonctionnement des jeunes et des parents et les processus d’interaction, importants pour créer un contexte favorable au développement individuel.

Le soutien empirique à l’ABFT est en train d’émerger [34–38], et l’ABFT a été désignée comme traitement probablement efficace chez les jeunes présentant des idées suicidaires sur la base d’une étude de 2010 [36, 39]. Les données restent néanmoins limitées et peu concluantes. Dans le premier ECR, qui comparait 12 semaines d’ABFT à 6 semaines de liste d’attente dans un échantillon de 32 jeunes présentant un TDM [35], les jeunes ayant reçu l’ABFT rapportaient en fin de traitement des niveaux de symptômes dépressifs significativement plus bas et atteignaient plus souvent la rémission que les jeunes du groupe en liste d’attente. Plusieurs faiblesses de cette étude, comme la petite taille de l’échantillon, le recours à une liste d’attente comme condition de comparaison et une durée d’attente égale à la moitié seulement de celle du traitement actif, empêchaient de conclure fermement sur l’efficacité du traitement. Dans une deuxième étude [36], 66 jeunes ont fait l’objet d’une randomisation entre l’ABFT et des soins habituels renforcés, comparables au TAU de la présente étude. Les jeunes ayant reçu l’ABFT montraient une réduction plus importante et plus rapide des idées suicidaires, mais l’ABFT n’était pas plus efficace que les soins habituels renforcés pour réduire les symptômes dépressifs en fin de traitement. Dans une étude plus récente comparant l’efficacité de l’ABFT à une thérapie de soutien non directive enrichie d’un volet familial (FE-NST), les deux traitements ont produit une réduction substantielle des symptômes dépressifs, mais l’ABFT n’a pas fait mieux que la FE-NST pour réduire les idées suicidaires, critère de jugement principal de l’étude [34]. En outre, dans les deux groupes, un nombre important de jeunes n’atteignait pas la rémission.

Compte tenu des performances modérées des autres traitements empiriquement étayés, il paraît justifié de continuer à tester des interventions alternatives prometteuses. Jusqu’ici, l’ABFT n’a pas été validée empiriquement dans un ECR mis en œuvre hors du contexte de l’équipe qui l’a conçue ni dans d’autres pays que les États-Unis. Dans la présente étude, nous avons voulu examiner l’efficacité de l’ABFT, comparée au TAU, traitement témoin actif, pour réduire les symptômes dépressifs de jeunes présentant un TDM, en consultation externe, avec des thérapeutes cliniques ordinaires ayant reçu une formation à l’ABFT. Notre hypothèse principale était que la rémission de la dépression serait plus fréquente avec l’ABFT qu’avec le TAU.

Méthode

Plan de l’essai

La présente étude était un essai randomisé à deux bras, en groupes parallèles, comparant l’ABFT au TAU. Elle a été approuvée par le comité régional d’éthique de la recherche médicale du Sud-Est de la Norvège et le protocole a été préenregistré (http://www.clinicaltrials.gov NCT01830088). Les critères d’inclusion étaient (1) un épisode dépressif majeur actuel au sens du DSM-IV [40], (2) un score supérieur à 15 sur l’échelle de dépression de Hamilton version GRID (GRID-HAMD, 40) et (3) le fait de vivre actuellement avec la personne qui en a principalement la charge. Les critères d’exclusion étaient un diagnostic de trouble psychotique, de trouble alimentaire, de trouble bipolaire, de déficience intellectuelle ou de trouble envahissant du développement.

Participants et procédures

Le recrutement des jeunes et de leurs familles s’est fait parmi les jeunes adressés à deux services de santé mentale pour l’enfance et l’adolescence (CAMHS) du Sud-Est de la Norvège. Ces services étaient financés sur fonds publics et tous les traitements étaient délivrés gratuitement par le système universel d’assurance maladie norvégien. Pendant la période de recrutement définie à l’avance, de septembre 2013 à janvier 2016, toutes les demandes concernant des jeunes de 13 à 18 ans ont été examinées pour y repérer toute mention d’une dépression ou de symptômes dépressifs centraux (humeur dépressive, anhédonie ou fatigue). Grâce à la sous-échelle Problèmes affectifs du Youth Self-Report [41], administré en routine par les CAMHS, on a repéré les jeunes ayant un score > 6, en plus des jeunes que leur courrier d’adressage décrivait comme en dépression [42]. Ces procédures ont permis de repérer 276 jeunes, de les contacter et d’examiner leur éligibilité. Au total, 160 jeunes ont passé un dépistage avec l’inventaire de dépression de Beck, deuxième édition (BDI-II), après quoi 100 jeunes et leurs parents ont bénéficié d’une évaluation clinique complète (voir le diagramme CONSORT, figure 1). Jeunes et parents rencontraient au CAMHS un membre de l’équipe de psychologues cliniques de l’étude (la personne qui signe en premier ou celle qui signe en deuxième), et le consentement écrit éclairé des parents ainsi que l’assentiment des jeunes ont été recueillis. Jeunes et parents passaient ensuite, séparément, un entretien diagnostique semi-structuré, le Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children Present and Lifetime Version (K-SADS-PL) [43], qui produit des diagnostics DSM-IV-TR. Tous les entretiens ont été menés par les psychologues cliniques de l’étude et enregistrés en vidéo. Parents et jeunes ont rempli des mesures autorapportées. Si la personne jeune remplissait les critères d’inclusion, la personne chargée de l’évaluation procédait à la randomisation en ouvrant une enveloppe scellée et numérotée contenant l’attribution du traitement. La randomisation était stratifiée selon le service, l’âge (13–15 ans et 16–18 ans), le genre et la sévérité de la dépression (score GRID-HAMD ≤ 24 et ≥ 25). Soixante et un jeunes ont finalement fait l’objet d’une randomisation entre l’ABFT et le TAU, à parts égales. Peu après la randomisation, une personne a retiré son consentement, ce qui a donné un échantillon randomisé de 60 jeunes, 30 dans chaque condition de traitement.

À la fin de la séance d’évaluation, les parents et les jeunes recevaient un retour sur le diagnostic et sur l’attribution du traitement. La personne chargée de l’évaluation répondait aux questions des parents ou de la personne jeune sur l’évaluation et mettait en place les procédures de sécurité habituelles dans la mesure jugée nécessaire. Le personnel du CAMHS était ensuite informé de l’attribution du traitement, recevait un compte rendu des résultats de l’évaluation et confiait le suivi à un membre de l’équipe thérapeutique de l’étude.

Traitements

Le traitement consistait en 16 semaines d’ABFT ou de TAU. L’ABFT consistait en séances hebdomadaires délivrées conformément au manuel de traitement par des thérapeutes ayant reçu une formation à l’ABFT pour les besoins de l’essai. Le TAU n’était pas manualisé et les thérapeutes étaient libres de proposer le traitement jugé le plus approprié. Les deux traitements duraient au minimum 16 semaines, mais pouvaient être prolongés selon l’évaluation, par la personne thérapeute, des besoins de la personne jeune. Dans les deux conditions, les résultats des évaluations initiales des diagnostics et des symptômes psychiatriques étaient transmis à la personne thérapeute avant la première séance. Si les données d’une personne jeune indiquaient un risque élevé d’automutilation ou de suicide, l’équipe de l’étude avertissait immédiatement la personne thérapeute. Deux jeunes prenaient un antidépresseur pendant l’essai, à dose stable depuis au moins 12 semaines avant l’inclusion dans l’étude.

Caractéristiques et formation des thérapeutes

Sur une période de deux ans, 25 thérapeutes (dont 88 % de femmes) ont délivré les traitements : 19 psychologues cliniques, 2 médecins, 2 pédagogues cliniques, 1 personne en travail social clinique et 1 personne en soins infirmiers psychiatriques. Chaque thérapeute délivrait soit l’ABFT, soit le TAU. Les orientations théoriques variaient : éclectique (40 %), cognitive (16 %), psychodynamique (4 %) ou familiale (4 %). Les thérapeutes avaient en moyenne 7,2 ans d’expérience clinique auprès de jeunes (É.-T. = 5,73, étendue 0–18). Huit thérapeutes ont reçu une formation à l’ABFT pour les besoins de l’étude. La formation comprenait un séminaire d’introduction d’une journée, suivi d’un atelier de trois jours, ainsi que la lecture du manuel de traitement. Chaque thérapeute devait avoir mené un cas d’ABFT sous supervision avant de traiter des jeunes de l’étude. Toutes les séances d’ABFT étaient filmées à des fins de supervision. Les thérapeutes bénéficiaient d’une supervision continue par une personne thérapeute expérimentée en ABFT, qui visionnait les enregistrements des séances. La supervision était prévue sous forme de séances hebdomadaires. Le premier investigateur principal de l’étude n’était pas certifié comme thérapeute ou formateur ABFT, mais avait une formation très solide à l’approche. Il était le principal superviseur clinique. Beaucoup de séances de supervision hebdomadaires ont dû se tenir sous forme d’intervision entre pairs, lorsque le superviseur était occupé ou indisponible pour une autre raison. La supervision a parfois combiné intervision entre pairs et discussion téléphonique avec le superviseur principal. Pour renforcer l’objectivité, l’équipe à l’origine de l’ABFT a assuré une partie de la formation, mais n’ont pris aucune part à la supervision et ne se sont que très peu impliqués dans le projet.

Les thérapeutes du TAU venaient du personnel habituel des CAMHS et ont traité les jeunes de l’essai dans le cadre de leur file active ordinaire. Le TAU n’était pas contrôlé et l’accès à la supervision variait selon l’expérience clinique, mais chaque thérapeute pouvait discuter des situations en équipe pluridisciplinaire.

Évaluations et mesures

Pendant toute la durée du traitement, les jeunes ont rempli toutes les deux semaines des mesures autorapportées sous forme électronique, sur une plateforme en ligne sécurisée (CheckWare Assessment Systems) [44]. En raison de difficultés techniques, certaines mesures autorapportées ont parfois été administrées sur papier par les thérapeutes. L’évaluation de fin de traitement, à 16 semaines, a été menée par des personnes indépendantes (psychologues cliniques ayant reçu une formation à cet effet), qui ignoraient l’attribution du traitement. Le diagnostic principal et les diagnostics psychiatriques associés ont été établis au départ à partir du K-SADS, en combinant les informations des entretiens avec les jeunes et avec les parents. La fidélité interjuges a été déterminée par une cotation en aveugle de 28 entretiens filmés tirés au sort. La fidélité interjuges des diagnostics dépressifs fondés sur l’entretien K-SADS était dans cette étude de κ = 0,56. Le critère de jugement principal était la sévérité des symptômes dépressifs, mesurée par la GRID-HAMD, en hétéroévaluation, et par l’autoévaluation des jeunes sur le BDI-II. Le BDI-II, inventaire autorapporté de 21 items largement utilisé, a servi à évaluer la sévérité des symptômes dépressifs toutes les deux semaines pendant toute la durée de l’essai. La cohérence interne était de α = 0,94. La GRID-HAMD a été mesurée avant et après le traitement. La GRID-HAMD a montré de bonnes qualités psychométriques comme mesure de la sévérité de la dépression [45, 46]. Le coefficient de corrélation intraclasse (CCI) moyen des scores GRID-HAMD était dans cette étude de 0,89, selon un modèle mixte à deux facteurs de cohérence. Les scores GRID-HAMD se classent en absence de dépression (0-7), dépression légère (8-16), dépression modérée (17-23) et dépression sévère (> 24) [47]. La réponse clinique est définie comme une amélioration du score total GRID-HAMD d’au moins 50 % par rapport au départ, et la rémission de la dépression comme un score GRID-HAMD < 5. Les idées suicidaires ont été mesurées avec le Suicidal Ideation Questionnaire-Junior (SIQ-Jr) [48], utilisé dans cette étude pour le processus d’imputation multiple.

Modifications du protocole

Une analyse de puissance a été réalisée avant le début de l’essai, sur la base des études antérieures sur l’ABFT. En supposant un taux d’attrition de 10 % pendant la phase aiguë, une corrélation intrasujet de 0,5 pour les mesures longitudinales, un alpha ajusté de 0,001 pour tenir compte des comparaisons multiples et une puissance de 80 %, un échantillon de N = 100 nous aurait permis de détecter une faible taille d’effet (d = 0,27). Notre échantillon final ne comptait toutefois que 60 jeunes et leurs parents. En raison de la petite taille de l’échantillon et des données manquantes, le recours à des seuils alpha plus stricts dans les analyses ultérieures a été abandonné, et aucune comparaison multiple entre groupes n’a été menée. De plus, seules les variables les plus importantes ont été retenues dans les analyses ultérieures. Selon le protocole, nous avions prévu d’évaluer les critères principaux et secondaires aux semaines 12, 24 et 48. Nous avions d’abord envisagé un délai d’attente de quatre semaines entre la randomisation et le début du traitement, mais cela s’est révélé impossible en raison de la sévérité des symptômes dépressifs de nombreux jeunes. La période de traitement a été portée de 12 à 16 semaines, et la première évaluation des résultats a eu lieu à la semaine 16, et non à la semaine 12 comme le prévoyait le protocole.

Analyse statistique

Les scores GRID-HAMD à 16 semaines après la randomisation manquaient pour 22 des 60 jeunes (36,7 %). Dans certains cas, les jeunes avaient activement refusé de fournir des données. Dans d’autres, lorsque des jeunes ne se présentaient pas aux rendez-vous d’évaluation prévus, aucun nouveau rendez-vous ne leur était proposé pour recueillir leurs données, pour des raisons pratiques comme le manque de disponibilité des personnes chargées des entretiens. Dans les deux cas, nous avons jugé probable que la probabilité de données de résultat manquantes dépende des caractéristiques des jeunes, et qu’elle ne soit donc pas ignorable [49]. Nous avons utilisé les données initiales pour analyser les corrélats des données manquantes, en calculant les corrélations polychoriques entre un codage binaire de l’absence de donnée pour la GRID-HAMD à la semaine 16 et les scores totaux d’un ensemble élargi de variables initiales disponibles dans la base de données [50]. L’absence de donnée était positivement corrélée aux énoncés négatifs sur soi, à l’insomnie et aux idées suicidaires, et négativement corrélée à la motivation autorapportée à se confier en thérapie. Ayant trouvé plusieurs prédicteurs théoriquement plausibles des données manquantes, nous avons fait l’hypothèse que celles-ci dépendaient suffisamment de variables observées, et nous avons procédé à une imputation multiple pour traiter les données manquantes [49], avec le package « mice » version 3.3.0 pour R version 3.5.1, dans l’environnement RStudio [51–53]. L’imputation multiple produit plusieurs jeux de données complets où les valeurs imputées varient d’un jeu à l’autre, ce qui préserve l’incertitude liée au fait que les données n’ont pas été observées. Les analyses sont répétées sur l’ensemble des jeux imputés, et les résultats de ces analyses multiples sont ensuite regroupés pour l’interprétation, ce qui permet d’estimer l’influence des données manquantes sur les estimations des paramètres obtenues (pour une présentation très accessible de l’imputation multiple, voir [54]). L’imputation multiple de variables composées d’échelles à plusieurs items peut être délicate. Idéalement, les imputations devraient se faire au niveau des items [55]. Toutefois, avec plusieurs échelles à items multiples, le nombre de prédicteurs du modèle d’imputation dépasse souvent ce qui est faisable avec un échantillon limité, le nombre de prédicteurs se rapprochant du nombre d’observations. Toutes les variables du modèle à estimer à partir des données multiplement imputées doivent figurer comme prédicteurs dans l’imputation, et l’ajout d’autres variables comme prédicteurs auxiliaires renforce la plausibilité de l’hypothèse nécessaire selon laquelle les données manquantes dépendent des variables du modèle d’imputation [52]. Suivant les recommandations de l’équipe d’Eekhout [56], nous avons organisé l’imputation en imputant séparément les items de la seule GRID-HAMD, et en imputant passivement le score total, recalculé de manière itérative à chaque imputation des scores des composantes.

Pour des raisons théoriques, nous avons utilisé comme prédicteurs dans le modèle d’imputation des scores GRID-HAMD le score GRID-HAMD initial, la condition de traitement et les scores au BDI-II et au SIQ-Jr à 16 semaines [49]. Nous avons examiné à la fois les items et les scores d’échelle d’autres mesures, y compris celles remplies par les parents, pour choisir des prédicteurs auxiliaires pour chaque item de la GRID-HAMD, ainsi que pour les scores au BDI-II et au SIQ-Jr à 16 semaines [54]. Les prédicteurs servant à imputer les valeurs manquantes de ces variables prédictives elles-mêmes ont été choisis au moyen de la fonction « quickpred » du package mice [52]. Nous avons utilisé comme méthode d’imputation la version « midastouch » de l’appariement prédictif sur la moyenne, plus performante avec de petits échantillons [57]. Nous avons imputé 40 jeux de données, avec 50 itérations de l’algorithme. La convergence de l’algorithme d’imputation a été évaluée par inspection visuelle des tracés d’itérations et jugée satisfaisante [49].

Les données ont été analysées selon le principe de l’intention de traiter (ITT). L’hypothèse principale a été testée avec le test exact de Fisher. Des modèles linéaires mixtes ont été ajustés pour tester si la condition de traitement était significativement liée à l’évolution des scores dans le temps sur les critères de jugement principaux et secondaires. Pour le critère principal mesuré par la GRID-HAMD, qui ne comportait que deux temps de mesure, nous avons ajusté le modèle sur l’ensemble des jeux imputés, puis regroupé les estimations obtenues. Les estimations regroupées selon les règles de Rubin sont présentées [49]. Le BDI-II comportait 55 % de données manquantes sur huit temps de mesure ; les critères principaux à observations multiples ont été analysés dans un cadre de modélisation mixte, les observations manquantes étant traitées par estimation du maximum de vraisemblance [50]. La sélection des variables pour les analyses multiniveaux visait à minimiser les critères d’information (IC). Comme une moyenne de groupe peut masquer des évolutions individuelles, un graphique de Brinley [58] a servi à visualiser les effets intrasujets, du score avant traitement au score après traitement (figure 2). Le graphique de Brinley repose sur le jeu de données multiplement imputé, et l’incertitude des scores imputés y est représentée.

Les analyses ont été menées avec R (version 3.5.1) et le package lme4 (version 1.1–17) [51, 59], avec un seuil alpha de 0,05.

Résultats

Le tableau 1 résume les données sociodémographiques et les caractéristiques cliniques initiales des jeunes selon la condition de traitement. L’âge moyen était de 14,9 ans (É.-T. = 1,35) et 52 jeunes (86,7 %) étaient de sexe féminin. Pour les 60 jeunes de l’échantillon, 43 pères et 57 mères ont participé, et chaque jeune avait au moins un parent participant à l’étude. À l’entrée dans l’étude, 50 % avaient un ou plusieurs diagnostics psychiatriques associés en plus du TDM. Dans les deux groupes, l’ensemble des jeunes a achevé les 16 semaines de traitement. Trois jeunes (5 %) de la condition ABFT et quatre (7 %) de la condition TAU ont toutefois quitté l’étude, c’est-à-dire refusé de fournir des données de résultat en fin de traitement.

Critères de jugement principaux

Le taux de rémission ne différait pas significativement entre les jeunes de l’ABFT et du TAU sur les 16 semaines de traitement. Cinq jeunes seulement (8,33 %) ont atteint la rémission : 3 (5 %) dans l’ABFT et 2 (3 %) dans le TAU (p = 1, RC = 1,54, test exact de Fisher). Pour examiner le lien entre les symptômes dépressifs hétéroévalués en fin de traitement et la condition de traitement, une série de modèles linéaires mixtes avec test du maximum de vraisemblance a été réalisée (tableau 2). Dans le modèle 1, le temps a été introduit comme effet fixe, avec un effet aléatoire pour chaque jeune. Le temps avait un effet significatif sur les symptômes dépressifs, t(90,29) = −3,87, p < 0,001. Le modèle 1 s’ajustait significativement mieux qu’un modèle nul (p < 0,001). Dans le modèle 2, le temps et la condition de traitement ont été introduits comme effets fixes, avec un effet d’interaction entre le temps et la condition de traitement. Le modèle 2 ne s’ajustait pas significativement mieux que le modèle 1 (p < 0,98). Les scores moyens de dépression sont passés de 21,8 (ES = 1,14) au départ à 17,36 (ES = 1,6) à la semaine 16, mais seul le coefficient du temps (p < 0,01) avait un effet significatif sur les symptômes dépressifs. Le terme d’interaction entre le temps et le groupe de traitement n’était pas significatif, t(92,115) = 0,17, p = 0,86. Il n’y avait pas d’effet fixe significatif du groupe de traitement (ABFT/TAU), t(112,04) = 0,042, p = 0,97. L’ajustement sur l’âge et le sexe n’a modifié aucun des modèles.

Les symptômes dépressifs moyens hétéroévalués avant traitement étaient de 21,87 (É.-T. = 4,61) dans l’ABFT et de 21,92 (É.-T. = 4,07) dans le TAU ; les scores moyens après traitement étaient de 17,81 (É.-T. = 1,34) dans l’ABFT et de 17,36 (É.-T. = 1,45) dans le TAU.

Les symptômes dépressifs autorapportés ont été analysés au moyen d’une série de modèles mixtes. Le temps a d’abord été modélisé comme effet fixe linéaire, quadratique ou exponentiel. L’effet linéaire du temps s’ajustait le mieux aux données. L’effet fixe de l’attribution du traitement et un terme d’interaction traitement × temps ont ensuite été ajoutés. Les rythmes d’évolution des symptômes dépressifs autorapportés ne différaient pas significativement entre l’ABFT et le TAU (tableau 3). La baisse moyenne du score au BDI-II toutes les deux semaines était de −0,94 (ES = 0,42) sur les 16 semaines de traitement. L’effet de l’attribution du traitement et l’interaction entre le temps et l’attribution du traitement n’étaient pas significatifs. Compte tenu du nombre élevé de données manquantes, on ne sait pas si l’évolution erratique des symptômes dépressifs autorapportés visible sur la figure 3 constitue une observation clinique valide ou résulte de problèmes de recueil des données. Un test t pour échantillons indépendants a été réalisé pour vérifier si le nombre de séances suivies par les jeunes différait entre l’ABFT et le TAU pendant les 16 semaines. Les jeunes du groupe ABFT (M = 28,66, É.-T. = 8,32) ont reçu significativement plus de séances que les jeunes de la condition TAU (M = 19,73, É.-T. = 6,49, t[47,19] = 4,31, p = 0,001).

Signification clinique

La figure 2, le graphique de Brinley, montre les scores de chaque jeune avant et après traitement pour les symptômes dépressifs hétéroévalués. En fin de traitement, 16,6 % des jeunes seulement se situaient dans la zone non clinique (GRID-HAMD < 15), 63,3 % restaient dans la zone clinique, à peu près sans changement, et 16,6 % présentaient des symptômes plus sévères à la fin du traitement.

Discussion

Les résultats de la présente étude indiquent que l’ABFT n’a pas été plus efficace que le TAU dans le traitement de la dépression à l’adolescence. Les cotations cliniques comme les autoévaluations montraient une baisse des symptômes dépressifs entre le début et la fin du traitement, mais les résultats des deux conditions ne différaient pas. Cinq jeunes sur 60 seulement ont connu une rémission clinique complète après 16 semaines de traitement, trois dans l’ABFT et deux dans le TAU.

L’absence de différence entre l’ABFT et le TAU concorde avec les résultats de l’équipe de Diamond [34, 36], qui n’a relevé aucune différence entre l’ABFT et les soins habituels renforcés ou un traitement de soutien non directif en matière de taux de rémission, de réponse clinique ou de baisse des symptômes dépressifs en fin de traitement. Dans ces études, toutefois, la baisse des symptômes dépressifs des jeunes était cliniquement significative. Dans la présente étude, très peu de jeunes ont atteint une rémission complète en fin de traitement et, surtout, la plupart n’ont montré qu’une légère amélioration de leur niveau de symptômes dépressifs et restaient dans la zone de dépression clinique selon des cotations cliniques indépendantes. Les évaluations d’autres approches du traitement de la dépression à l’adolescence suggèrent que les taux de rémission et de réponse varient beaucoup. Les données sur les effets comparés des différentes approches sont limitées [29]. La plupart des méta-analyses indiquent un effet supérieur du traitement médicamenteux associé à la psychothérapie [24, 25]. On s’attendrait néanmoins à ce qu’un nombre plus important de jeunes soient en rémission après un cycle complet de psychothérapie efficace [11, 12, 61, 62] que ce que nous avons observé. L’absence d’amélioration chez les jeunes ayant reçu le TAU dans la présente étude n’est pas entièrement surprenante. Dans les CAMHS, une majorité (60 %) des jeunes qui consultent des spécialistes et reçoivent un TAU non contrôlé ne montrent que peu ou pas d’amélioration mesurable sur aucun indicateur de changement individuel [63]. Ces résultats suggèrent que la dépression à l’adolescence est difficile à traiter en CAMHS, où les équipes cliniques reçoivent une formation limitée aux traitements efficaces, et qu’il reste nécessaire d’améliorer l’efficacité des traitements [64]. Par ailleurs, certaines données suggèrent que le contact avec les services de santé mentale réduit la probabilité ultérieure de dépression à l’adolescence, par rapport à l’absence de contact avec ces services [65].

Plusieurs explications sont possibles à la faible réponse au traitement observée dans la présente étude. Une durée de traitement de 12 à 16 semaines est une posologie courante dans les évaluations de traitements. Des études évaluant la TCC, l’IPT ou l’association TCC et fluoxétine sur la même durée ont montré que ces approches étaient plus efficaces que le TAU et d’autres conditions témoins actives chez les jeunes en dépression [11, 25, 27, 61], ce qui suggère qu’on peut raisonnablement attendre une certaine amélioration clinique après 16 semaines de traitement. Dans la présente étude, les jeunes du groupe TAU ont reçu nettement moins de séances que les jeunes du groupe ABFT, sur la même période. Une étude antérieure a associé un nombre plus élevé de séances par semaine à de meilleurs résultats [66]. Même si ce résultat est discuté, on pourrait s’attendre, vu la différence de dose entre les conditions, à observer après 16 semaines d’ABFT davantage de signes d’amélioration que ce que nous avons constaté. Une explication possible de la faible réponse au traitement est que les difficultés de mise en œuvre ont empêché les thérapeutes d’apprendre et d’appliquer le modèle de façon suffisamment satisfaisante.

Une autre interprétation évidente de nos résultats est que l’ABFT n’est tout simplement pas un traitement plus efficace de la dépression à l’adolescence que le TAU. Les composantes psychothérapeutiques centrées sur l’attachement intégrées à l’ABFT n’ont pas donné une psychothérapie supérieure [64]. Une interprétation probable de l’absence de tout changement statistiquement ou cliniquement significatif dans les traitements étudiés est qu’aucun de ces traitements n’est efficace pour réduire les symptômes dépressifs. Notre échantillon était comparable à ceux d’autres essais en ce qui concerne la sévérité des symptômes dépressifs, la comorbidité et d’autres facteurs importants [11, 34, 36]. Il semble peu probable que le niveau initial des symptômes dépressifs explique l’absence d’amélioration en fin de traitement dans notre essai. Les évaluations antérieures de l’ABFT reposaient sur des échantillons de jeunes de minorités ethniques, dont beaucoup vivaient dans des foyers monoparentaux ou sous le seuil de pauvreté [34, 36]. Ces facteurs distinguent à plusieurs égards importants les populations étudiées auparavant de celle de la présente étude. Les jeunes de familles à faible revenu peuvent connaître davantage de conflits relationnels [67, 68] et donc tirer davantage profit d’une approche thérapeutique qui cible précisément les relations et les conflits familiaux [69].

Les troubles dépressifs sont hétérogènes, et leurs mécanismes sous-jacents peuvent beaucoup varier d’une personne jeune à l’autre. Une thérapie manualisée centrée sur les liens relationnels ne convient pas forcément à tout le monde. L’ABFT cible précisément les conflits entre les jeunes et leurs parents ainsi que les ruptures d’attachement, et permet de bien travailler à résoudre ce type de problèmes [38]. L’ABFT pourrait ainsi mieux convenir aux jeunes dont le trouble dépressif est lié à des difficultés de la relation parent-adolescent, et qui vivent des conflits et un niveau de stress élevé dans leur famille. Les travaux empiriques visant à repérer des facteurs susceptibles d’orienter le choix du traitement n’ont toutefois pas encore apporté de données concluantes [70]. Vu le grand nombre de jeunes en dépression qui ne répondent pas suffisamment à un traitement de première intention, il faut poursuivre les efforts pour repérer les facteurs susceptibles de modérer les effets des traitements. Montrer des différences significatives d’efficacité entre des approches psychothérapeutiques actives, en conditions expérimentales comme en conditions réelles, est difficile et exige souvent un large échantillon. Les comparaisons directes de traitements aboutissent souvent à l’absence de différence entre les groupes, même dans des essais d’une puissance suffisante et bien menés [12, 16, 71, 72]. Nos résultats doivent être lus à la lumière des limites et des points forts de l’étude. D’abord, notre échantillon était relativement petit. Avec sa taille finale, l’étude n’avait pas une puissance suffisante pour détecter de petites différences de taille d’effet entre les deux traitements actifs. Une analyse de puissance avait été réalisée avant le recueil des données, mais la taille d’échantillon visée n’a pas été atteinte. Bien que notre étude ait manqué de puissance, ce qui pourrait conduire à conclure à tort que les groupes d’intervention ne diffèrent pas, la taille finale de l’échantillon nous aurait tout de même permis de repérer une différence cliniquement pertinente et statistiquement significative entre les deux groupes de traitement. Par ailleurs, la convergence des deux mesures de résultat et la cohérence avec les observations d’autres études renforcent les résultats. Les difficultés de mise en œuvre et de recueil des données ont entraîné un taux élevé de données manquantes, alors même que les arrêts prématurés de traitement étaient rares. Même si nous avons utilisé les méthodes recommandées pour traiter les données manquantes et suivi les principes de l’ITT, nous ne pouvons pas entièrement exclure une part d’attrition sélective qui aurait pu influer sur nos résultats. Troisièmement, l’ABFT était une intervention nouvelle pour les services, et elle pouvait donc être plus exposée aux obstacles de mise en œuvre. L’ABFT a été implantée relativement peu de temps avant le début de l’essai, alors que le TAU avait l’avantage d’être une pratique bien établie dans les services. Former les équipes cliniques à pratiquer correctement l’ABFT pourrait demander plus de temps, de supervision et de pratique que ce qui a été proposé. Les changements dans l’organisation de la supervision ont pu avoir des effets négatifs sur les thérapeutes. La fidélité au modèle n’a pas été évaluée, même si la question a été abordée en supervision avec les thérapeutes de l’ABFT. Sans mesure adéquate de l’adhésion au modèle, il est difficile de déterminer si la méthode a été correctement utilisée par les thérapeutes de l’essai. Le superviseur de l’essai a discuté de la mise en œuvre du protocole avec l’équipe à l’origine du modèle, et a examiné des séances enregistrées et en direct à l’aide de la mesure d’adhésion de l’ABFT. Le TAU n’était pas contrôlé. Malgré plusieurs limites de la présente étude, nous tenons à souligner l’importance de publier les résultats de cet essai. Cette étude a une forte validité externe, puisqu’elle a été menée dans des services généraux de santé mentale, auprès d’une population adressée en clinique et avec peu de critères d’exclusion. Le biais de publication et la surreprésentation des essais positifs faussent les méta-analyses parce que des données essentielles ne sont pas accessibles au domaine, ce qui induit en erreur la recherche, la clinique et les décisions politiques [73]. Surtout, ne pas publier des résultats moins qu’idéaux peut conduire à mettre en œuvre des traitements inefficaces : les résultats négatifs doivent être rendus publics pour donner une image claire du champ de recherche.

Conclusion

Les résultats suggèrent que, dans cette étude, l’ABFT n’a pas été plus efficace que le TAU. Peu de jeunes ont atteint une rémission complète, et beaucoup rapportaient en fin de traitement des symptômes dépressifs de niveau clinique. Le recueil des données et la mise en œuvre du modèle de traitement ont été difficiles. Les données actuelles ne permettent pas de conclure fermement sur la place de l’ABFT dans la thérapie psychologique de la dépression à l’adolescence. Il importe que la recherche future examine les modérateurs possibles des résultats du traitement et les mécanismes du changement, afin de mieux adapter le traitement à chaque personne. Le rapport coût-efficacité et la faisabilité de la mise en œuvre d’un modèle de traitement comme l’ABFT, qui peut exiger une formation et une expertise poussées pour produire une amélioration cliniquement significative, devraient aussi être examinés.

Abréviations

• ABFT : thérapie familiale basée sur l’attachement (Attachment-Based Family Therapy)
• BDI-II : inventaire de dépression de Beck II
• CAMHS : service de santé mentale pour l’enfance et l’adolescence (Child and Adolescent Mental Health Service)
• ECR : essai contrôlé randomisé
• FE-NST : thérapie de soutien non directive enrichie d’un volet familial (Family-Enhanced Nondirective Supportive Therapy)
• GRID-HAMD : échelle de dépression de Hamilton version GRID
• IC : critères d’information
• IPT-A : thérapie interpersonnelle pour adolescents
• ITT : intention de traiter
• K-SADS-PL : Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children, Present and Lifetime Version
• SIQ-JR : Suicidal Ideation Questionnaire-Junior
• TAU : traitement habituel (Treatment as Usual)
• TCC : thérapie cognitivo-comportementale
• TDM : trouble dépressif majeur