Contexte

Depuis trente ans, l’intérêt pour la recherche sur l’épidémiologie, l’étiologie et le traitement de la dépression chez l’enfant et l’adolescent ne cesse de croître (Weersing et al., 2017). À l’échelle mondiale, les taux de prévalence de l’ensemble des troubles dépressifs chez l’enfant et l’adolescent vont d’environ 1,7 % (Finsaas et al., 2018 ; Ghandour et al., 2019) à 2,8 % chez les enfants d’âge préscolaire (Polanczyk et al., 2015), et de 6,1 % (Ghandour et al., 2019) à 17,3 % (Ormel et al., 2021) chez les adolescents. Les taux de prévalence globaux à l’adolescence se rapprochent de ceux de l’âge adulte, tandis que ceux de l’enfance sont bien plus faibles. Même ainsi, les symptômes dépressifs ou le trouble dépressif majeur (TDM) de l’enfance ou de l’adolescence tendent à évoluer de manière chronique ou à réapparaître à l’âge adulte (Birmaher et al., 1996 ; Copeland et al., 2009 ; Rutter et al., 2006). Les épisodes dépressifs à début précoce sont associés à des épisodes de dépression plus sévères et plus chroniques aux âges ultérieurs (Johnson et al., 2018 ; Köhler et al., 2019), à une moindre qualité de vie et à des niveaux plus élevés de comorbidités avec d’autres troubles médicaux et mentaux (Zisook et al., 2007). La dépression touche les enfants et les adolescents en particulier dans les périodes de transition de leur vie, et elle a un impact profond sur leur qualité de vie générale (Murray et al., 2013). Il nous faut donc traiter efficacement la dépression dans cette tranche d’âge, par des interventions précoces et fondées sur des données probantes (Johnson et al., 2018).

De manière générale, les effets de la psychothérapie sont positifs chez l’enfant et l’adolescent (Weisz et al., 2017), avec une taille d’effet globale modérée (g) de 0,46, qui tombe à 0,36 lors des évaluations de suivi. Dans son analyse, l’équipe de Weisz a aussi examiné si le problème ciblé ou le type de thérapie influe sur l’effet de la thérapie. Pour les troubles dépressifs de l’enfance et de l’adolescence, il en résulte un effet global faible (g) de 0,29 en fin de traitement et de 0,22 au suivi (Weisz et al., 2017). Ces effets faibles concordent avec d’autres revues ou méta-analyses portant sur l’efficacité de la psychothérapie chez les enfants et adolescents déprimés (Oud et al., 2019 ; Yang et al., 2017). Une revue avec méta-analyse (Weisz et al., 2006) a récemment été mise à jour (Eckshtain et al., 2019) et rapporte une taille d’effet globale (g) de 0,36 en fin de traitement et de 0,21 au suivi ; cette équipe ne rapporte aucun changement notable des tailles d’effet au cours des quinze dernières années. Ces études reproduisent les effets d’autres travaux (Cuijpers et al., 2020) et confirment l’absence de changement significatif de l’efficacité au cours de la dernière décennie. Ces données ont souligné la nécessité de recherches spécifiques sur la manière d’optimiser la psychothérapie de la dépression chez l’enfant et l’adolescent. Les revues et méta-analyses consacrées à leur efficacité en conditions réelles sont encore moins nombreuses. Wergeland et al. (2021) ont recensé 8 études, avec une taille d’effet globale de 1,25 ; cette revue incluait à la fois des essais non contrôlés et des essais contrôlés randomisés.

L’une des pistes pour renforcer les effets pourrait être d’impliquer la famille des jeunes déprimés, car des données montrent que l’environnement familial influe sur les symptômes internalisés de l’enfant (Armsden et al., 1990 ; Babore et al., 2016). On suppose que les comportements parentaux influencent l’apparition des troubles dépressifs chez l’enfant et l’adolescent (Feeny et al., 2009 ; Johnco et Rapee, 2018 ; McLaughlin et al., 2007), et certains facteurs de risque majeurs de la dépression juvénile sont associés à la parentalité, comme une parentalité dure ou une surimplication parentale (Pinquart, 2017 ; Van Voorhees et al., 2008 ; Yap et Jorm, 2015). Des études montrent aussi les aspects positifs de l’interaction familiale lorsqu’elle est soutenante et favorable (Roberts et al., 1996 ; Whittle et al., 2014). Des relations positives entre figures parentales et enfants ont un effet de soutien durable sur le développement (Sandler et al., 2011), et des changements positifs, en thérapie, du comportement des figures parentales peuvent aussi atténuer des symptômes préexistants (Schwartz et al., 2012).

S’agissant de la psychothérapie de l’enfant et de l’adolescent en général, Weisz et al. (2017) ont montré dans une méta-analyse qu’impliquer les familles et les parents dans la psychothérapie accroît l’efficacité de l’intervention, avec une taille d’effet (g) légèrement plus élevée, bien que toujours modérée, de 0,42. Dans le même sens, Oud et al. (2019) ont relevé une association corrélationnelle entre des résultats favorables du traitement de la dépression chez les jeunes et l’implication des parents dans la psychothérapie, tout comme Carr (2019) dans une revue systématique des interventions familiales systémiques. Même des interventions à bas seuil impliquant la famille ont eu des effets positifs sur le développement de l’enfant et sur les symptômes dépressifs (McLaughlin et al., 2007). En outre, l’implication parentale dans la psychothérapie de l’enfant s’est révélée prédictive d’effets positifs au suivi sur l’amélioration des symptômes (Sun et al., 2019). Dans l’ensemble, des données corrélationnelles indiquent que l’implication de la famille et des parents dans la psychothérapie des jeunes pourrait avoir un impact positif sur les symptômes en général (Weisz et al., 2017) comme sur les symptômes dépressifs (Oud et al., 2019), même si les études existantes divergent dans leurs résultats (Weersing et al., 2017 ; Weisz et al., 2013) et si les effets globaux sont au mieux faibles à modérés (Schwartz et al., 2012 ; Schwartz et al., 2012).

En somme, il existe des études sur les traitements efficaces de la dépression chez l’enfant et l’adolescent, mais leur nombre est assez limité si on les compare à des troubles aussi fréquents de l’enfance et de l’adolescence que les troubles anxieux ou le trouble du déficit de l’attention avec ou sans hyperactivité (Weisz et al., 2019). Les rares études et méta-analyses disponibles fournissent des éléments généraux montrant que les interventions psychothérapeutiques produisent des effets faibles à modérés, que l’implication de la famille et des figures parentales peut renforcer. La présente étude vise donc à se concentrer sur les effets de l’implication de la famille ou des figures parentales dans le traitement de la dépression, puisqu’il n’existe pas encore de données systématiques sur ce sujet. Dans une revue systématique avec méta-analyses, nous avons donc posé la question suivante : « Quels sont les effets de l’implication de la famille ou des figures parentales sur l’efficacité du traitement psychothérapeutique des enfants et adolescents déprimés ? ». Par figures parentales (caregivers), nous entendons les parents biologiques ou d’autres personnes qui ont la garde de l’enfant ; par famille, nous entendons les figures parentales avec leurs enfants et les autres membres de la famille proche qui participent aux séances de thérapie. Cette terminologie vise à distinguer clairement ces deux groupes.

Méthodes

Sélection des études

Pour repérer les études pertinentes, nous avons utilisé le schéma PICOS (participants, interventions, comparaisons, résultats et type d’étude ; Moher et al., 2010). Les études étaient incluses si les personnes participantes (P) avaient 21 ans ou moins et avaient reçu un diagnostic de TDM, de dysthymie ou de symptômes dépressifs infracliniques (SD). Les diagnostics devaient avoir été posés au moyen d’instruments d’autoévaluation validés, d’entretiens cliniques ou infracliniques, ou d’instruments d’évaluation externe ciblant les symptômes dépressifs. Ces personnes devaient avoir suivi un traitement psychothérapeutique visant à traiter la dépression et incluant leur famille ou leurs figures parentales. Le groupe d’intervention devait accorder une place spécifique et importante à l’intégration de la famille ou des figures parentales dans une partie ou dans la totalité des séances de psychothérapie (I), et il était comparé à un groupe de comparaison sans implication de la famille ou des figures parentales (liste d’attente ou traitement n’impliquant pas la famille ou les figures parentales, ou pas dans la même mesure que le groupe d’intervention) (C). Les mesures de résultat des études devaient être opérationnalisées comme la sévérité de la dépression, le niveau de fonctionnement ou les symptômes dépressifs. Les études devaient comparer leur groupe d’intervention à leur groupe contrôle lors d’une mesure postérieure à l’intervention (O). Nous n’avons inclus que des essais contrôlés randomisés. Les études cas-témoins, pilotes ou de cohorte sans répartition aléatoire ont été exclues (S). Les essais incluant des figures parentales ayant des antécédents de dépression ont été retenus dans l’analyse, même si ce n’était pas un critère d’inclusion. Les études devaient être rédigées en anglais ou en allemand. Aucune restriction n’a été appliquée quant à l’année de publication, ni aucun autre filtre.

Stratégie de recherche

Pour repérer les études susceptibles d’entrer dans cette revue, notre recherche a porté sur cinq bases de données (PubMed, PsycINFO, ERIC, COCHRANE et PSYNDEX). Nous avons en outre examiné les listes de références de revues et de méta-analyses ainsi que des recommandations de traitement (voir l’annexe 1). Pour trouver des travaux non publiés, nous avons passé en revue des thèses et mémoires et contacté directement des équipes de recherche du domaine. Les revues systématiques et méta-analyses ont elles aussi été examinées à la recherche d’études à inclure. Notre stratégie de recherche reposait sur les termes propres au sujet présentés ci-dessous (voir la figure 1).

La sélection des données a suivi le diagramme de flux PRISMA (Moher et al., 2010). Après l’interrogation des bases de données et des autres sources, les titres et résumés des études ont été sélectionnés sur la base des critères d’inclusion. Après ce premier tri (KS, ND), une lecture du texte intégral fondée sur les critères d’inclusion a été réalisée par deux membres de l’équipe travaillant de manière indépendante (KS, ND). Les désaccords sur l’éligibilité des études ont été tranchés avec l’aide d’autres membres de l’équipe, de façon tout aussi indépendante (HC, ELB).

Extraction et analyse des données

Les informations extraites comprenaient le format d’intervention, la population étudiée, la taille de l’échantillon, les caractéristiques démographiques des personnes participantes et les caractéristiques des mesures initiales, le détail des conditions d’intervention et de contrôle, la méthodologie de l’étude, les taux de recrutement et d’achèvement, les résultats et les temps de mesure. Lorsque des données manquaient, nous avons contacté les équipes des études concernées. Le résultat extrait des études portait sur l’efficacité des traitements, c’est-à-dire l’opérationnalisation du changement de sévérité de la dépression ou des symptômes dépressifs, et s’appuie essentiellement sur le DSM-III, -IV, -5 (American Psychiatric Association (APA), 2013) ou sur la CIM-10 (Dilling et al., 2015). En nous fondant sur Hazell et al. (2002) et Loechner et al. (2018), nous avons appliqué la hiérarchie des instruments d’autoévaluation de la dépression établie par Petti (1985) et Hazell et al. (2002). Lorsque plusieurs mesures des symptômes dépressifs étaient rapportées et qu’aucune ne figurait dans ce classement, nous avons appliqué les critères de Hazell et al. (2002) et retenu l’instrument le plus valide pour calculer les tailles d’effet. Pour examiner l’efficacité des interventions étudiées impliquant la famille ou les figures parentales, nous avons comparé en priorité les mesures de fin de traitement du groupe contrôle et du groupe d’intervention. Nous avons calculé les tailles d’effet à partir du d de Cohen. Pour ce faire, nous avons extrait des études incluses la taille de l’échantillon, la moyenne et l’écart-type. Lorsqu’il n’était pas possible d’extraire ces données, nous avons calculé les tailles d’effet à partir de valeurs de t, d’ANOVA ou de scores z. Les études qui ne fournissaient pas ces informations ont été exclues de la méta-analyse.

Suivant Borenstein et al. (2010), nous avons conduit une méta-analyse selon le modèle à effets aléatoires. Les analyses ont été réalisées sous R, version 3.6.1, avec les packages « meta » (Schwarzer, 2007), « metafor » (Viechtbauer, 2010) et « dmetar » (Harrer et al., 2019). Nous avons analysé les évaluations de fin d’intervention avec des intervalles de confiance à 95 %. Nous avons utilisé l’estimateur de DerSimonian-Laird pour la variance inter-études τ² de la distribution des tailles d’effet réelles (DerSimonian et Laird, 1986), en nous référant à Jackson et al. (2017), et la méthode Q-Profile pour la variance inter-études (Veroniki et al., 2016). Nous avons évalué l’hétérogénéité à l’aide du Q de Cochran pour calculer l’I² (Higgins et al., 2003). Suivant Higgins et al. (2003), nous avons interprété l’indice d’hétérogénéité comme suit : « faible » (25 %), « modérée » (50 %) et « substantielle » (75 %). Nous avons exclu les valeurs aberrantes lorsque leur borne supérieure ou inférieure était inférieure ou supérieure à l’intervalle de confiance de l’effet combiné (Viechtbauer et Cheung, 2010). Pour visualiser d’éventuelles petites études manquantes à faible taille d’effet (biais de publication), nous utilisons des graphiques en entonnoir et testons l’asymétrie au moyen du test d’Egger (Egger et al., 1997). Si le résultat est significatif, nous appliquons la procédure trim-and-fill de Duval et Tweedie (Duval et Tweedie, 2000) pour estimer la taille d’effet qu’on obtiendrait si ces études avaient été publiées.

Qualité des études

Pour évaluer le risque de biais et la qualité des essais randomisés inclus, nous avons utilisé la version 2 de l’outil de la Collaboration Cochrane d’évaluation du risque (Higgins et al., 2018), qui évalue par domaines six biais différents (sélection, performance, détection, attrition, publication sélective des résultats et biais de performance). Deux évaluations indépendantes des études incluses ont été réalisées sur les cinq sections, à partir du manuel d’évaluation des biais (KS, ND). À l’issue de ces deux évaluations, ND a tranché les éventuels désaccords. En cas de désaccord difficile, on faisait appel à HC et ELB.

Résultats

Résultats de la recherche

Notre recherche initiale s’est achevée en août 2021 et a produit 10 064 résultats (8 167 après suppression des doublons). Voir la figure 2 pour l’ensemble du processus de sélection. Lors de la lecture des textes intégraux, nous avons retiré 10 autres doublons et 11 études à cette étape, faute d’accès au texte intégral. En appliquant nos critères d’inclusion, nous avons retenu au total 195 résumés pour la lecture du texte intégral, après laquelle nous avons dû exclure 110 études qui ne répondaient pas à nos critères d’inclusion. La figure 2 détaille nos motifs d’exclusion. Deux membres de l’équipe (KS, ND) ont examiné la sélection finale des études pour en extraire les données. Deux autres (HC, ELB) ont aidé à trancher les désaccords. Certaines des études incluses reposaient sur les mêmes jeux de données ; nous avons alors retenu l’étude la plus centrée sur notre question de recherche (implication familiale, comparaison avant-après). Au final, nous avons pu inclure 19 études dans notre revue et 17 dans notre méta-analyse. Le nombre réduit d’études dans la méta-analyse s’explique par l’impossibilité de distinguer, lors de l’extraction, les données du groupe d’intervention (Bernal et al., 2019) et les données propres à la dépression (Fristad et al., 2002).

Caractéristiques des études

Toutes les études incluses ont été publiées entre 1990 et 2020, en Angleterre, aux États-Unis, en Norvège et en Australie. Le tableau 1 en donne une vue d’ensemble. Au total, N = 1553 personnes ont été étudiées ; le nombre moyen de personnes participantes par essai était de M = 81,74. Dans l’ensemble, 56,73 % des personnes participantes étaient des filles. Dans un essai, l’équipe a étudié des enfants et adolescents atteints de troubles affectifs et a inclus des jeunes ayant un trouble bipolaire et une dépression (Fristad et al., 2002) ; l’analyse a alors porté sur les enfants ayant un trouble dépressif. Les enfants et adolescents inclus dans les essais avaient entre 3 et 18 ans. Au total, N = 1308 jeunes disposaient de mesures de fin de traitement, et 11 des études incluses ont conduit une évaluation de suivi (N = 655).

Qualité des études

La figure 3 donne une vue d’ensemble des évaluations de qualité. Dans l’ensemble, la qualité des études était variable. À l’exception de l’aveugle des personnes participantes, le risque de biais était le plus souvent faible dans les différentes catégories, ou suscitait quelques réserves. Le premier domaine d’évaluation du risque est le biais de sélection. Toutes les études incluses ont réparti les personnes participantes entre les groupes de manière aléatoire, mais seules 11 études donnaient des informations générales sur la méthode de génération de la séquence, et 5 d’entre elles l’assignation secrète. Dans la plupart des essais, seules les personnes qui évaluaient les résultats étaient en aveugle, pour l’ensemble des critères. Huit essais présentaient un faible risque de biais de détection. Pour évaluer le risque de biais de publication sélective des résultats, nous avons cherché des protocoles d’étude ou des enregistrements publiés, et en avons trouvé dans six cas (Diamond et al., 2010 ; Dietz et al., 2015 ; Esposito-Smythers et al., 2019 ; Luby et al., 2018 ; Tompson et al., 2017 ; Waraan et al., 2020). Concernant la communication des résultats, nous avons cherché des analyses en intention de traiter ou des méthodes comparables, et en avons trouvé dans 15 études. Au total, 16 essais rendaient compte intégralement des abandons et des exclusions. Les trois autres essais ne décrivaient pas de manière approfondie les données de résultat manquantes. Aucune étude ne présentait de risque élevé de biais d’attrition.

Public des interventions

La majorité des études portaient sur des adolescents ; quelques-unes seulement sur des enfants. Un seul essai portait exclusivement sur des enfants d’âge préscolaire : Luby et al. (2018) ont étudié un programme thérapeutique pour des enfants de 3 à 7 ans. Les études publiées avant 2000 portaient le plus souvent sur des échantillons d’adolescents de 13 à 18 ans (Brent et al., 1997 ; Clarke et al., 1999 ; Lewinsohn et al., 1990). Les études publiées après 2000 se sont davantage intéressées aux jeunes adolescents et aux enfants, dont cinq incluaient des jeunes de 8 ans et plus (Asarnow et al., 2002 ; Dietz et al., 2015 ; Fristad et al., 2002 ; Tompson et al., 2017 ; Trowell et al., 2007). Les jeunes les plus âgés avaient 18 ans. Nous n’avons trouvé aucune étude portant sur de jeunes adultes jusqu’à 21 ans.

Implication des figures parentales et de la famille

La majorité des études incluses rapportaient des effets significatifs en comparant les évaluations avant et après du groupe d’intervention incluant la famille ou les figures parentales à celles d’un groupe contrôle. Seules sept études ne rapportaient pas de différence significative sur le critère de jugement principal (Asarnow et al., 2002 ; Bernal et al., 2019 ; Brent et al., 1997 ; Clarke et al., 2002 ; Esposito-Smythers et al., 2019 ; Fristad et al., 2002 ; Waraan et al., 2020). Pour compléter l’efficacité des différents programmes, des données descriptives sur le degré et le format de l’implication de la famille et des figures parentales sont présentées ci-dessous. Le tableau 2 apporte des informations complémentaires.

Dans l’ensemble, entre 50 % et 25 % des séances menées se sont déroulées avec les figures parentales ou avec les familles. La plupart des études organisaient des séances avec les enfants ou les adolescents, puis rencontraient ensuite ou séparément soit les figures parentales, soit la famille. Au total, huit études intégraient, lorsque c’était indiqué, toute la famille (figures parentales, jeunes en traitement et frères et sœurs) dans des séances familiales (Brent et al., 1997 ; Diamond et al., 2002, 2010 ; Dietz et al., 2015 ; Israel et Diamond, 2013 ; Tompson et al., 2017 ; Waraan et al., 2020). La part globale de l’implication des figures parentales ou de la famille était la plus élevée dans ces huit études ; aucune séance individuelle n’y était cependant proposée aux enfants ou adolescents ni aux figures parentales. À l’inverse, nous avons trouvé sept études qui intégraient explicitement les figures parentales à toutes les séances, mais sans frères et sœurs ni autres membres de la famille (Asarnow et al., 2002 ; Bernal et al., 2019 ; Clarke et al., 1999, 2002 ; Fristad et al., 2002 ; Lewinsohn et al., 1990 ; Luby et al., 2018). À l’examen de ces données, il apparaît que les études les plus anciennes, en particulier, tendaient à n’inclure explicitement que les figures parentales, le plus souvent au moyen de programmes de groupe parallèles. Les quatre études restantes ne précisaient pas si elles avaient inclus la famille ou seulement les figures parentales.

Pour comparer dans une certaine mesure la fréquence d’inclusion, nous avons rapporté le nombre total (maximal) de séances possibles au nombre (maximal) de séances familiales potentielles dans les différents programmes. Cette proportion allait de 10 % (Asarnow et al., 2002) à 100 % (pour toutes les études mettant en œuvre des dispositifs familiaux sans séances individuelles, voir le tableau 2). Dans les études qui menaient une thérapie individuelle avec les enfants ou adolescents, la part globale d’intégration des figures parentales ne dépassait pas 50 %. Une étude ne mentionnait pas le nombre total de séances (Esposito-Smythers et al., 2019). Pour une vue d’ensemble du nombre de séances menées dans les différentes interventions, voir le tableau 2.

Au-delà de la question de savoir qui participait et dans quelle mesure, nous avons considéré la qualité de l’implication des figures parentales ou de la famille. Dans les travaux portant sur des interventions familiales (sans séances individuelles), nous avons noté que chaque intervention décrite mettait l’accent sur un changement de l’interaction (Brent et al., 1997 ; Dietz et al., 2015 ; Tompson et al., 2017), de l’attachement (Diamond et al., 2002, 2010 ; Israel et Diamond, 2013 ; Waraan et al., 2020) ou de la relation (Luby et al., 2018). En dehors de ces études, nous avons observé, dans plusieurs interventions, un accent mis sur la psychoéducation des figures parentales ou de la famille au sujet de la dépression, particulièrement net dans celles qui menaient des séances séparées avec les figures parentales (Bernal et al., 2019 ; Clarke et al., 1999, 2002 ; Fristad et al., 2002 ; Lewinsohn et al., 1990). C’est chez Asarnow et al. (2002) que l’implication des figures parentales était la plus limitée, mais cette équipe n’abordait explicitement la dépression et les thèmes familiaux que dans ses séances avec les enfants et adolescents. Le tableau 2 décrit en détail le contenu des programmes. Les études recourent en outre à des approches thérapeutiques différentes. Six études relevaient d’approches cognitives et comportementales (Bernal et al., 2019 ; Clarke et al., 1999, 2002 ; Esposito-Smythers et al., 2019 ; Lewinsohn et al., 1990 ; Spirito et al., 2015). Une étude examine une approche systémique (Brent et al., 1997) et une autre une approche psychodynamique (Trowell et al., 2007). Dans les 11 autres études, l’approche psychothérapeutique utilisée n’est pas clairement indiquée.

Mise en œuvre

Dans notre analyse, nous avons distingué les thérapies menées en format individuel (avec les enfants ou adolescents, ou avec les figures parentales) et les thérapies de groupe (avec les unes ou les autres) ou les séances familiales. La majorité des études combinaient toutefois différents formats et, comme on l’a vu, plusieurs thérapies reposaient exclusivement sur des séances familiales. Les composantes thérapeutiques spécifiques à la dépression destinées aux enfants et adolescents étaient mises en œuvre en groupe dans cinq études (Asarnow et al., 2002 ; Clarke et al., 1999, 2002 ; Duong et al., 2016 ; Lewinsohn et al., 1990) et en format individuel dans quatre autres (Bernal et al., 2019 ; Esposito-Smythers et al., 2019 ; Spirito et al., 2015 ; Trowell et al., 2007). Deux études faisaient état d’un traitement habituel (Fristad et al., 2002 ; Sanford et al., 2006). Les séances avec les figures parentales qui n’étaient pas des séances familiales se déroulaient elles aussi en groupe dans presque toutes les études restantes (Bernal et al., 2019 ; Clarke et al., 1999, 2002 ; Fristad et al., 2002 ; Lewinsohn et al., 1990). Une seule étude menait aussi des séances individuelles avec les figures parentales (si nécessaire) (Trowell et al., 2007). Deux interventions avaient lieu pendant ou après l’école (Asarnow et al., 2002 ; Duong et al., 2016). Une étude comportait des séances au domicile des familles (Duong et al., 2016), et une autre des rencontres familiales avec les thérapeutes après chaque séance individuelle avec l’adolescent (Spirito et al., 2015). De même, les familles n’étaient incluses en groupe, avec d’autres familles, que dans une seule thérapie (Asarnow et al., 2002).

La durée moyenne des interventions était de 14,53 semaines (ET = 9,57 ; étendue de 5 à 48 semaines), avec le plus souvent une séance hebdomadaire de 60 à 120 minutes. Esposito-Smythers et al. (2019) prévoyaient des séances de plus en plus fréquentes sur une période totale de neuf mois. Tompson et al. (2017) ont mis en œuvre les thérapies sur six mois. Trois études faisaient état de séances de rappel après la fin de l’intervention (Clarke et al., 1999 ; Sanford et al., 2006 ; Spirito et al., 2015).

Groupe contrôle

La répartition aléatoire entre groupe d’intervention et groupe contrôle étant un critère d’inclusion, chaque étude devait comporter un groupe contrôle. Aucun groupe contrôle n’impliquait les figures parentales ou la famille. Dans deux études, le groupe contrôle était uniquement une liste d’attente (Asarnow et al., 2002 ; Luby et al., 2018). Dix études examinaient une condition de soins habituels non précisée ou une thérapie de soutien non directive (Clarke et al., 2002 ; Diamond et al., 2002, 2010 ; Duong et al., 2016 ; Esposito-Smythers et al., 2019 ; Fristad et al., 2002 ; Israel et Diamond, 2013 ; Sanford et al., 2006 ; Tompson et al., 2017 ; Waraan et al., 2020). Sept études examinaient des psychothérapies manualisées comme groupe contrôle (par exemple Spirito et al., 2015), en plus du traitement habituel ou exclusivement. Les conditions contrôles actives manualisées examinées étaient le cours « faire face à la dépression » (CWD-A), la thérapie centrée sur l’enfant (CCT), la thérapie cognitive et comportementale pour l’adolescent seul (AO-CBT), le programme de soutien individuel (ISP) et la thérapie cognitive et comportementale de groupe pour adolescents (AG CBT).

Méta-analyse

Effet des interventions par rapport aux groupes contrôles en fin de traitement

Nous avons inclus 17 études dans notre méta-analyse, pour un total de 1208 personnes participantes. L’inclusion d’une étude dans la méta-analyse dépendait de la possibilité d’en extraire des données permettant de déterminer la taille d’effet à la mesure de fin de traitement. Lorsque des études examinaient plus d’une condition contrôle, nous avons retenu le groupe contrôle actif afin de nous concentrer sur la différence liée à l’implication familiale ; ces comparaisons sont aujourd’hui considérées comme la norme la plus exigeante (Weisz et al., 2017). Nous n’avons malheureusement pas pu extraire les données de Fristad et al. (2002) : cette équipe ne rapportant pas séparément les mesures de fin de traitement pour le TDM et pour le trouble bipolaire, nous n’avons pas pu isoler les résultats propres aux enfants par rapport à ceux de leurs figures parentales. Une étude ne distinguait pas les données du groupe d’intervention de celles du groupe contrôle (Bernal et al., 2019). Notre méta-analyse des k = 17 études restantes a révélé un effet significatif (d = 0,34 ; [0,07 ; 0,60] ; p = 0,01).

Le test Q de Cochrane a montré que l’hétérogénéité était significative (Q = 77,89 ; df = 16 ; p < 0,0001) ; voir la figure 4 pour le graphique en forêt de l’analyse. La variance de l’effet réel a été estimée à τ² = 0,48 [−0,30 ; 0,84]. La part de variabilité totale entre les tailles d’effet observées, I² = 79,5 %, est substantielle selon Higgins et al. (2003). Nous voyons donc des signes nets d’une forte hétérogénéité. L’une des manières de traiter des données aussi hétérogènes consiste à repérer les valeurs aberrantes parmi les études incluses. Nous considérons une étude comme aberrante si son intervalle de confiance ne recoupe pas celui de l’effet combiné. Nous n’avons ainsi repéré aucune valeur aberrante dans notre jeu de données.

Analyses exploratoires en sous-groupes

Pour examiner si l’hétérogénéité tenait au degré d’implication de la famille ou à la qualité des études, nous avons mené une analyse exploratoire en sous-groupes et une méta-analyse supplémentaire. Pour étudier l’influence de l’implication familiale, nous avons réparti les études en deux groupes selon le critère du degré d’implication des figures parentales ou de la famille. Un groupe comprenait les thérapies impliquant la famille entière. L’autre regroupait toutes les études où l’implication des figures parentales ou de la famille était proportionnellement moindre ou mixte. Notre analyse n’a montré aucune différence significative entre ces deux sous-groupes (Q = 1,80 ; df = 1 ; p = 0,18), mais elle a révélé des estimations différentes de la variance d’hétérogénéité inter-études et des tailles d’effet combinées différentes entre le sous-groupe à intégration mixte (k = 9, d = 0,17 [−0,09 ; 0,45], τ² = 0,10, I² = 61,9 %) et le sous-groupe à intégration complète (k = 8, d = 0,54 [0,09 ; 0,98], τ² = 0,33, I² = 84,5 %) des figures parentales ou de la famille. L’appartenance de chaque étude à l’un ou l’autre groupe figure aussi dans la figure 4.

Nous avons ensuite cherché à savoir si l’hétérogénéité pouvait être attribuée à la qualité des études. Les effectifs étant jugés trop faibles pour une analyse en sous-groupes selon les trois catégories de risque de biais (faible, incertain, élevé), nous avons mené une méta-analyse supplémentaire sur un sous-échantillon plus restreint d’études présentant globalement un faible risque de biais. Nous avons donc retenu celles qui présentaient un faible risque de biais dans au moins quatre des sept catégories. L’analyse des k = 8 études restantes (Clarke et al., 2002 ; Duong et al., 2016 ; Esposito-Smythers et al., 2019 ; Israel et Diamond, 2013 ; Luby et al., 2018 ; Sanford et al., 2006 ; Tompson et al., 2017 ; Waraan et al., 2020) a révélé un effet significatif (d = 0,44 ; [0,07 ; 0,80] ; p = 0,02). Nous avons aussi relevé une hétérogénéité significative dans cette analyse : le test Q de Cochrane a montré qu’elle était significative (Q = 43,34 ; df = 7 ; p < 0,0001).

Biais de publication

Malgré nos efforts pour repérer la littérature non publiée, nous n’avons pas pu accéder à des études non publiées. Cela fait courir à notre échantillon d’études un risque de biais à la hausse. S’agissant d’un éventuel biais de publication, l’examen du graphique en entonnoir a montré une distribution symétrique des effets observés autour de l’effet réel moyen (voir la figure 5). L’inspection visuelle est confirmée par le test d’Egger (Egger et al., 1997), dont le résultat n’est pas significatif (t = −0,256 ; p = 0,80). Au vu de ce résultat non significatif, nous avons renoncé à la procédure trim-and-fill de Duval et Tweedie (Duval et Tweedie, 2000).

Discussion

Cette revue offre une vue d’ensemble des données les plus récentes sur l’implication de la famille ou des figures parentales dans la psychothérapie des enfants et adolescents atteints de troubles dépressifs. Le nombre total d’études est assez faible, puisque nous n’avons pu en inclure que 19. Notre objectif était de déterminer si l’implication des familles ou des figures parentales pendant la thérapie est une approche bénéfique et efficace. Notre méta-analyse a donné un résultat significatif, en ce que nous avons trouvé une nette différence d’efficacité entre groupes d’intervention et groupes contrôles, mais ce résultat doit être interprété en tenant compte de l’hétérogénéité significative entre études. Les résultats suggèrent que les interventions impliquant la famille ou les figures parentales peuvent être efficaces et méritent d’être étudiées plus avant dans le traitement des enfants et adolescents atteints de troubles dépressifs, mais le nombre relativement faible d’études et la grande variabilité de leur qualité limitent la confiance avec laquelle on peut en tirer des conclusions définitives. Il importe de comprendre quels facteurs contribuent de manière pertinente à la thérapie et d’intégrer au traitement l’étiologie et le maintien multifactoriels du trouble.

La qualité des études nous aide à expliquer l’hétérogénéité. Nous avons constaté que la qualité globale de ces études était comparable à celle d’autres revues et méta-analyses centrées sur la psychothérapie (par exemple Oud et al., 2019). Une analyse en sous-groupes n’était pas possible en raison de la petite taille de l’échantillon. Pour examiner malgré tout si la qualité des études influait sur l’hétérogénéité, nous avons mené une méta-analyse supplémentaire sur l’ensemble des travaux présentant un faible risque de biais ; elle a elle aussi donné un résultat significatif, mais montré également une forte hétérogénéité entre les études de ce groupe. Outre ces informations sur l’hétérogénéité, notre analyse a apporté une autre indication forte (par l’effet significatif que nous avons mis en évidence) qu’impliquer la famille dans la psychothérapie peut faire une réelle différence.

Un autre facteur susceptible de causer une hétérogénéité considérable dans la recherche sur la psychothérapie de l’enfant et de l’adolescent est l’âge des jeunes en traitement. Les études incluses étaient assez homogènes à cet égard : la plupart mettaient en œuvre des programmes pour adolescents dans une tranche d’âge semblable. Nous ne pensons donc pas que l’âge soit un facteur pertinent de l’hétérogénéité de notre méta-analyse.

Nous avons distingué les programmes qui incluent en partie la famille ou les figures parentales de ceux qui les incluent entièrement dans la psychothérapie. Notre analyse exploratoire en sous-groupes n’a pas donné de résultat significatif après cette distinction, mais elle a révélé une grande différence entre les tailles d’effet combinées des deux groupes. Les programmes avec implication complète de la famille présentaient des tailles d’effet plus importantes et, globalement, un contenu différemment orienté. Ils ne se concentraient pas seulement sur la psychoéducation relative à la dépression de l’enfant et de l’adolescent ou sur des interventions fondées sur la TCC : ils mettaient aussi clairement l’accent sur la relation, l’attachement ou l’interaction, parfois sans socle psychoéducatif. Ce point commun pourrait expliquer les différences de taille d’effet, et il met en relief le besoin avéré de relations et d’interactions positives et soutenantes entre figures parentales et enfant pour réduire les symptômes dépressifs.

La fréquence des séances et le format sont deux facteurs à prendre en compte pour interpréter l’hétérogénéité et l’efficacité de la psychothérapie, indépendamment de l’implication des figures parentales ou de la famille. Nous avons observé de nombreux formats possibles et des fréquences différentes dans les études incluses. Cela pourrait expliquer l’hétérogénéité constatée. Aucun élément descriptif n’indique que certains programmes ou certaines formes de thérapie soient plus susceptibles que d’autres d’être mis en œuvre dans un format donné. Les modalités de mise en œuvre étant trop nombreuses et trop différentes, d’autres analyses en sous-groupes de l’hétérogénéité n’étaient pas possibles.

Surtout, l’analyse des différentes interventions montre qu’il existe de nombreuses manières de mettre en œuvre l’implication des figures parentales ou de la famille dans la pratique. Les études incluses fournissent de nouvelles idées de solutions plus individualisées pour impliquer les figures parentales ou les familles dans la psychothérapie des enfants et adolescents déprimés. Comme nous n’avons trouvé aucun signe de biais de publication, nous supposons que notre revue reflète bien la rareté et l’hétérogénéité actuelles des données dans ce domaine (Eckshtain et al., 2019 ; Weisz et al., 2006), que soulignent aussi d’autres revues et méta-analyses portant sur les effets généraux des traitements chez les enfants et adolescents déprimés (Forti-Buratti et al., 2016 ; Loechner et al., 2018 ; Oud et al., 2019). La littérature montre de manière solide que l’environnement familial joue un rôle important dans l’apparition et le maintien de la dépression de l’enfant et de l’adolescent (Carr, 2019 ; Cole et al., 2016). Notre analyse étaye ces conclusions pour ce qui est de la psychothérapie. Nous voyons des résultats prometteurs pour les interventions qui travaillent avec l’adolescent et toute sa famille. Nous constatons en outre que les interventions impliquant la famille sont particulièrement efficaces lorsqu’elles se concentrent sur les relations ou sur les schémas d’interaction.

Limites

À notre connaissance, cette étude est la première revue systématique avec méta-analyse consacrée à l’implication de la famille ou des figures parentales dans la psychothérapie des enfants et adolescents atteints de troubles dépressifs. Nous avons recherché des études de haute qualité sur l’implication des figures parentales ou de la famille, et établi des critères d’inclusion stricts, comparables à ceux d’autres revues de ce domaine et inspirés d’elles.

Premièrement, la principale limite de cette étude est le faible nombre d’études incluses. Ce champ de recherche semblant n’avoir suscité jusqu’ici que bien trop peu de travaux, nous n’avons pas pu inclure davantage d’études. En outre, un nombre important d’études retenues pour la lecture du texte intégral sont restées inaccessibles, même après que nous avons contacté les équipes concernées ou tenté de commander la revue par la bibliothèque universitaire. Ce facteur a lui aussi réduit concrètement le nombre d’études que nous aurions pu inclure dans notre revue et notre méta-analyse.

Deuxièmement, certaines limites tiennent aux critères d’inclusion. Nous avons défini la dépression comme la présence de symptômes dépressifs dans des autoévaluations ou dans des inventaires de dépression fondés sur le DSM. Ce critère d’inclusion pourrait désavantager les plus jeunes enfants, l’autoévaluation étant difficile avant 8 ans (Luby et al., 2007). En outre, les entretiens diagnostiques menés avec les figures parentales au sujet des troubles internalisés de leurs enfants sont souvent difficiles à interpréter, car les symptômes internalisés sont bien plus difficiles à percevoir et à repérer pour les figures parentales que les troubles externalisés (De Reyes et Kazdin, 2005). Par ailleurs, les critères d’inclusion, et donc la recherche des études, portent sur les thérapies centrées sur la famille plutôt que sur les interventions centrées sur les parents. Ce choix vise à rester aussi ouvert que possible aux études incluant un large éventail de figures parentales. Mais cela a bien sûr pu limiter la prise en compte des thérapies parent-enfant.

Troisièmement, l’interprétation de notre méta-analyse est quelque peu limitée par le fait que nous n’avons pas pu conduire d’autres analyses en sous-groupes dans d’autres domaines pertinents. Compte tenu de la forte hétérogénéité des études, il n’était pas possible de constituer des sous-groupes concluants ; nous avons donc renoncé à d’autres analyses en sous-groupes au-delà de celle que nous avons réalisée.

Conclusion

La famille est l’environnement formateur décisif pour les enfants et les adolescents. Comme on l’a vu, les données solides sont rares, alors même que la famille est reconnue comme un facteur clé dans l’apparition de la dépression (Cole et al., 2016 ; Restifo et Bögels, 2009 ; Yap et Jorm, 2015). Nous voyons donc un fort besoin d’intégrer efficacement les figures parentales et la famille dans la psychothérapie, et nous prenons acte des données en faveur de l’efficacité de l’implication de la famille et des figures parentales. Cette étude offre la première vue d’ensemble de l’état actuel de la recherche sur l’implication de la famille ou des figures parentales dans les interventions psychothérapeutiques auprès des enfants et adolescents déprimés.

Nos résultats montrent qu’impliquer ou non la famille et les figures parentales dans la thérapie fait une différence. L’intégration des familles ou des figures parentales demande des efforts et un engagement supplémentaires en thérapie. Sans changements importants, les programmes de psychothérapie actuels pour adultes ne peuvent pas simplement être transposés aux enfants et aux adolescents. Néanmoins, au vu de nos résultats globalement très prometteurs, cet effort nous paraît en valoir largement la peine. Il existe de nombreuses manières d’intégrer les membres de la famille à la thérapie pour répondre aux besoins propres à chaque jeune, et il existe des manières efficaces d’inclure les figures parentales ou les familles. Les études portant sur de jeunes enfants font particulièrement défaut. Comme des facteurs développementaux influencent probablement les effets de l’implication de la famille ou des figures parentales dans la psychothérapie des jeunes déprimés, les études devraient chercher à inclure différentes tranches d’âge pour déterminer quand cette implication pourrait être la plus bénéfique, et quand elle pourrait avoir des effets délétères. Il est également urgent que la recherche s’intéresse davantage au format et au degré de l’implication des figures parentales ou de la famille. Nous avons relevé un large éventail de possibilités pour intégrer les familles ou les figures parentales à la thérapie, mais une évaluation systématique des différentes approches, de leurs formats et de leur durée est nécessaire. En outre, l’examen de différentes approches psychothérapeutiques, comme la thérapie cognitive et comportementale ou les approches systémiques, est très pertinent. Les études doivent appliquer des mesures de résultat transparentes, qui décrivent la relation familiale et les symptômes dépressifs des jeunes en traitement. Une recherche plus intensive et plus systématique est indispensable pour déterminer quels enfants et adolescents déprimés ont besoin d’une psychothérapie, dans quelles circonstances elle devrait avoir lieu et sous quelle forme les figures parentales ou la famille devraient y être efficacement impliquées.

Annexe 1

Méta-analyses et revues examinées à la recherche d’études potentiellement pertinentes

(Arbeitsgemeinschaft der Wissenschaftlichen Medizinischen Fachgesellschaften (AWMF) - Ständige Kommission Leitlinien, 2013 ; Carr et Boyd, 2003 ; Cuijpers et al., 2020 ; Diamond et al., 2016 ; Elmquist et al., 2010 ; Forti-Buratti et al., 2016 ; Francis et al., 2012 ; Fristad et al., 1996 ; Goldberg-Arnold et al., 1999 ; Hetrick et al., 2015 ; Kaslow et al., 1994 ; Klein et al., 2007 ; Lewinsohn et Clarke, 1999 ; Luby, 2013 ; Michael et Crowley, 2002 ; Mufson et al., 1999 ; Nel, 2014 ; Northey et al., 2003 ; Oud et al., 2019 ; Puig-Antich et Weston, 1983 ; Ryan, 2005 ; Sander et McCarty, 2005 ; Sanderson et al., 2009 ; Schweitzer et Retzlaff, 2006 ; Sorensen et al., 2002 ; Sörheim Nilsen et al., 2013 ; Southam-Gerow et al., 2000 ; Spielmans et al., 2007 ; Stark et al., 1996 ; Stein et al., 2006 ; Straub et al., 2014 ; Tindall et al., 2017 ; von Sydow et al., 2008 ; Weersing et al., 2017 ; Weisz et al., 2006, 2013, 2017, 2019 ; Wozney et al., 2017 ; Yang et al., 2017)

Toutes les références figurent dans la liste de références.