24 nov. 2016

BMC Psychiatry · Thérapie multifamiliale

Un essai pragmatique randomisé multicentrique de thérapie multifamiliale et de thérapie familiale dans l’anorexie mentale de l’adolescence

Réunir plusieurs familles autour de l’anorexie de leurs enfants fait-il mieux que la thérapie familiale classique ? L’équipe d’Ivan Eisler, au Maudsley et dans cinq autres services londoniens, a réparti au hasard 169 jeunes entre les deux approches. En fin de traitement, plus de trois jeunes sur quatre obtiennent un résultat bon ou intermédiaire en thérapie multifamiliale, contre un peu moins de six sur dix en thérapie familiale simple. Six mois plus tard, l’écart s’est réduit.

Auteurs Ivan Eisler (Institute of Psychiatry, Psychology and Neuroscience, King’s College London, et service des troubles des conduites alimentaires de l’enfant et de l’adolescent, South London and Maudsley NHS Foundation Trust) ; Mima Simic et Gladys Ellis (service des troubles des conduites alimentaires de l’enfant et de l’adolescent, South London and Maudsley NHS Foundation Trust) ; John Hodsoll et Sabine Landau (Institute of Psychiatry, Psychology and Neuroscience, King’s College London) ; Eia Asen (University College London et Marlborough Family Service, Central and North West London NHS Foundation Trust) ; Mark Berelowitz (service des troubles des conduites alimentaires de l’enfant et de l’adolescent, Royal Free Hospital, Londres) ; Frances Connan (Vincent Square Eating Disorders Service, Central and North West London NHS Foundation Trust) ; Pippa Hugo (St George’s, université de Londres) ; Ulrike Schmidt et Janet Treasure (King’s College London et service des troubles des conduites alimentaires de l’adulte, South London and Maudsley NHS Foundation Trust) ; Irene Yi (service de santé mentale de l’enfant et de l’adolescent, Surrey and Borders Partnership NHS Foundation Trust, Frimley)Première publication BMC Psychiatry, 24 novembre 2016Traduction Complexe Systémique, traduction non officielle

Traduction française non officielle. Cet article est la traduction de Un essai pragmatique randomisé multicentrique de thérapie multifamiliale et de thérapie familiale dans l’anorexie mentale de l’adolescence, par Ivan Eisler, Mima Simic, John Hodsoll, Eia Asen, Mark Berelowitz, Frances Connan, Gladys Ellis, Pippa Hugo, Ulrike Schmidt, Janet Treasure, Irene Yi et Sabine Landau, publié dans BMC Psychiatry (BioMed Central) (2016), doi : 10.1186/s12888-016-1129-6, sous licence CC BY 4.0. Traduction réalisée par le Complexe Systémique en septembre 2026 : le texte original a été traduit en français et remis en page, ce qui constitue une modification de l’œuvre au sens de la licence. Les quatre tableaux sont présentés sous forme de listes, avec toutes leurs valeurs ; les sigles anglais des traitements (FT-AN, MFT-AN) et des instruments sont conservés, l’IMC et le %IMCm remplacent BMI et %mBMI ; les déclarations de fin d’article sont regroupées dans les notes. Cette traduction n’a été effectuée ni par les auteurs ni par l’éditeur, qui ne répondent ni de son contenu ni d’éventuelles erreurs. La version originale fait foi.

Réunir des groupes de familles maximise l’utilisation des ressources familiales et du soutien mutuel, ce qui améliore les résultats.

Ivan Eisler, Mima Simic, John Hodsoll et al.

Résumé

Contexte. Des progrès considérables ont été accomplis ces dernières années dans la mise au point de traitements efficaces de l’anorexie mentale de l’enfant et de l’adolescent, et un consensus général se dégage dans le champ : la thérapie familiale centrée sur les troubles des conduites alimentaires (souvent appelée thérapie familiale de Maudsley ou Family Based Treatment) offre aujourd’hui les résultats les plus prometteurs. Un nombre important de jeunes n’y répondent pourtant pas bien, et de nouveaux développements thérapeutiques sont nécessaires pour améliorer les résultats. La thérapie multifamiliale est un traitement prometteur qui suscite un intérêt considérable ; nous présentons les résultats du premier essai contrôlé randomisé de thérapie multifamiliale dans l’anorexie mentale de l’adolescence.

Méthode. L’étude était un essai pragmatique multicentrique, contrôlé, randomisé, de supériorité, comparant deux interventions familiales ambulatoires centrées sur les troubles des conduites alimentaires : la thérapie multifamiliale (MFT-AN) et la thérapie familiale simple, avec une seule famille (FT-AN). Au total, 169 jeunes ayant un diagnostic DSM-IV d’anorexie mentale ou de trouble des conduites alimentaires non spécifié (type restrictif) ont fait l’objet d’une répartition aléatoire entre les deux traitements, par blocs de taille aléatoire générés par ordinateur afin d’équilibrer les effectifs des bras de l’essai. Des personnes chargées de l’évaluation, indépendantes et ignorant la répartition, ont mené les évaluations à l’inclusion, à 3 mois, à 12 mois (fin du traitement) et à 18 mois.

Résultats. Les deux groupes de traitement ont montré des améliorations cliniquement significatives : un peu moins de 60 % des jeunes dans le groupe FT-AN et plus de 75 % dans le groupe MFT-AN atteignaient un résultat bon ou intermédiaire (sur les échelles de Morgan-Russell) en fin de traitement, soit un avantage statistiquement significatif en faveur de l’intervention multifamiliale (RC = 2,55 ; IC à 95 % 1,17 à 5,52 ; p = 0,019). Au suivi (18 mois après l’inclusion), les changements étaient relativement faibles par rapport à la fin du traitement, mais la différence entre les traitements sur le critère principal n’était plus statistiquement significative. Des gains de poids cliniquement significatifs s’accompagnaient d’améliorations de l’humeur et de la psychopathologie alimentaire. Environ la moitié des patientes en FT-AN et près de 60 % de celles en MFT-AN avaient retrouvé des règles.

Conclusions. Cette étude confirme les résultats de recherches antérieures qui démontrent l’efficacité de la thérapie familiale centrée sur les troubles des conduites alimentaires, et elle met en lumière les bénéfices supplémentaires qu’il y a à réunir des groupes de familles : on utilise ainsi au mieux les ressources des familles et le soutien mutuel, ce qui améliore les résultats.

Enregistrement de l’essai. Current Controlled Trials ISRCTN11275465 ; enregistré le 29 janvier 2007 (enregistrement rétrospectif).

Contexte

Au cours des 10 à 15 dernières années, l’évaluation des traitements de l’anorexie mentale (AN) de l’enfant et de l’adolescent a beaucoup progressé. Les lacunes de nos connaissances restent malgré tout considérables. Le seul traitement solidement étayé par des essais contrôlés randomisés (ECR) est la thérapie familiale (FT) [1-5]. Quatre études ont comparé la FT à une thérapie individuelle ou au traitement habituel, soit en suite d’une hospitalisation [6, 7], soit comme traitement ambulatoire autonome [8, 9], et ont montré des bénéfices en faveur de la FT. Trois études ont comparé différentes formes de thérapie familiale [10, 11] ou différentes durées d’une même thérapie [12]. Quatre des études citées [13-16] ont mené des suivis de 3 à 5 ans, qui montrent de faibles taux de rechute (moins de 10 %) et la poursuite des améliorations après le traitement. À une exception près, toutes ces études ont employé une thérapie familiale centrée sur l’anorexie mentale (FT-AN).¹

Godart et al. [6] ont évalué une FT sans centrage sur les troubles des conduites alimentaires, qui montrait pourtant un bénéfice par rapport au traitement habituel. Agras et al. [11] ont comparé la FT-AN à une FT systémique générique : les résultats des deux traitements étaient globalement similaires, avec quelques avantages pour la FT-AN, à savoir une prise de poids plus rapide en début de traitement, moins de journées d’hospitalisation lorsqu’une admission était nécessaire et des coûts plus faibles. Si beaucoup des premières études portaient sur des échantillons relativement petits, les deux plus récentes [8, 11] avaient une puissance suffisante et confirment les résultats antérieurs. Deux traitements individuels bénéficient d’un certain appui. Les études de Robin et al. [9] et de Lock et al. [8] ont utilisé la même thérapie individuelle (appelée thérapie individuelle orientée vers le moi dans la première et thérapie centrée sur l’adolescent dans la seconde) qui, bien qu’un peu moins efficace que la thérapie familiale, a néanmoins conduit à un bon résultat pour une part importante des personnes traitées. La TCC dispose aussi d’un certain appui empirique, même s’il n’existe qu’un seul très petit ECR comparant TCC et FT, sans différence de résultats [17], et une étude de suivi ouverte [18], qui montrait une réponse positive au traitement chez les jeunes ayant suivi la totalité des 40 semaines de traitement (un peu moins des deux tiers de l’échantillon) et la poursuite des améliorations au cours des 60 semaines de suivi. Outre un taux de maintien dans le traitement un peu plus faible que dans la plupart des études de FT-AN mentionnées plus haut, ce traitement de TCC était aussi plus intensif, puisqu’il demandait environ deux fois plus de séances que la FT-AN habituellement.

Si les résultats de la FT-AN sont encourageants, tout le monde n’y répond pas : 10 à 20 % des jeunes ont besoin d’un traitement complémentaire plus intensif (stabilisation médicale à l’hôpital, hospitalisation psychiatrique ou hôpital de jour/hospitalisation partielle) et 10 à 15 % continuent d’avoir besoin d’un traitement à l’âge adulte [19]. Ces dernières années, l’intérêt s’est donc accru pour des modifications ou des enrichissements de la FT-AN dont certaines familles pourraient avoir besoin pour en tirer davantage de bénéfices. Il s’agit notamment d’ajouter un travail sur les difficultés liées aux enjeux émotionnels et aux schémas d’attachement dans la famille [20, 21], de renforcer encore la prise en charge parentale de l’alimentation des jeunes [22-24], et aussi de réunir des groupes de familles dans un cadre de thérapie multifamiliale [25-27].

La thérapie multifamiliale de l’anorexie mentale (MFT-AN) s’appuie sur les mêmes principes que la FT-AN, mais elle est délivrée sous une forme plus intensive, afin d’aider les familles à surmonter un sentiment d’isolement et de stigmatisation et à tirer le meilleur parti de leurs propres ressources. En général, 5 à 7 familles participent à la MFT : elles partagent leurs expériences, apprennent par l’exemple, apprennent les unes des autres et se soutiennent mutuellement. Dans la MFT-AN, les principes de la FT-AN [19, 28-30] sont intégrés à des concepts plus généraux de la MFT [25-27, 31], ainsi qu’à un large éventail de conceptualisations et de techniques d’intervention cognitives, psychodynamiques et de thérapie de groupe. Plusieurs études descriptives et études de suivi ouvertes ont rapporté des niveaux élevés de satisfaction à l’égard du traitement et des abandons minimes [26, 32], des améliorations des symptômes et du fonctionnement interpersonnel [32-35] et une baisse des taux de réhospitalisation [36]. Dans cet article, nous décrivons le premier ECR de MFT-AN, qui compare son efficacité relative à celle de la FT-AN. Notre hypothèse principale était que la MFT-AN serait plus efficace que la FT-AN pour ramener les jeunes à un état nutritionnel sain. Une hypothèse secondaire était que les familles participant à la MFT-AN exprimeraient une satisfaction à l’égard du traitement plus élevée que celles affectées à la FT-AN.

Méthode

Personnes participantes et contexte de l’étude

L’étude était un essai pragmatique multicentrique, contrôlé, randomisé, de supériorité, comparant la MFT-AN à la FT-AN. L’essai a été mené dans six services spécialisés dans les troubles des conduites alimentaires du National Health Service (NHS) britannique, qui assurent le traitement d’une zone de recrutement définie, à Londres ou à proximité. Les personnes invitées à participer à l’étude étaient celles adressées consécutivement aux services et répondant aux critères d’inclusion. Pour être éligibles, il fallait avoir entre 13 et 20 ans², remplir les critères DSM-IV de l’anorexie mentale ou du trouble des conduites alimentaires non spécifié (type restrictif), et soit être en dessous de 86 % de l’IMC médian (%IMCm) pour l’âge et le sexe, soit avoir perdu 15 % du poids corporel au cours des trois derniers mois. Étaient exclues les personnes placées sous la protection de l’aide sociale à l’enfance, ayant une déficience intellectuelle, souffrant de psychose, dépendantes à l’alcool ou à d’autres substances, ou ayant une affection médicale associée susceptible d’influer sur le poids (comme le diabète). Nous avons aussi exclu les personnes en situation de risque médical grave, c’est-à-dire dont le poids était inférieur à 67 % de l’IMCm ou qui remplissaient un ou plusieurs critères d’instabilité médicale, par exemple : déshydratation (chute orthostatique de 20 mmHg), bradycardie (pouls inférieur à 40 battements par minute), échec au test de l’accroupissement (incapacité à se relever sans prendre appui sur les bras), température inférieure à 34,5 °C ou déséquilibre électrolytique.

Les thérapeutes qui délivraient le traitement ne faisaient pas l’objet d’une sélection propre à l’étude : il s’agissait de l’ensemble des membres des équipes cliniques qui assuraient habituellement la thérapie dans les services participants (y compris les personnes en formation dans le service). La formation aux deux traitements a été assurée par deux signataires de l’étude (IE, EA) au début de l’essai, et des réunions semestrielles régulières de l’ensemble des thérapeutes de l’essai ont permis de maintenir une approche cohérente d’un centre à l’autre. Dans chaque service, une supervision régulière était assurée pour chaque traitement par des personnes expérimentées. Les deux traitements sont manualisés [37].

Pour que les familles n’aient pas à attendre trop longtemps avant d’intégrer un groupe, les groupes de MFT tournaient entre les centres participants et réunissaient des familles venues des différents centres. Les groupes comptaient 5 à 7 familles et pouvaient aussi inclure des familles ne participant pas à l’essai. Un groupe comprenait typiquement 3 à 5 familles de l’essai. Le traitement était toujours assuré par deux thérapeutes, les binômes changeant d’un groupe à l’autre.

Enregistrement de l’essai et approbation éthique

L’essai a été enregistré auprès de Current Controlled Trials (numéro d’enregistrement ISRCTN11275465) et du UK Clinical Research Network (UKCRN ID 6041). L’approbation éthique de l’étude a été donnée par le comité de l’UK Integrated Research Approval System (04/MREC/022). Toutes les personnes participantes ont donné leur consentement éclairé écrit, après avoir reçu le détail de l’étude et une information claire : décider de ne pas participer à l’étude ou s’en retirer à tout moment n’aurait aucun effet défavorable sur le traitement que leur proposaient les services participants. Pour les moins de 16 ans, le consentement a été obtenu auprès des parents ou des titulaires de l’autorité parentale.

Traitements

Thérapie familiale ambulatoire

La thérapie familiale de l’anorexie mentale de l’adolescence (FT-AN) [19, 29, 31] a été au centre de nos essais thérapeutiques antérieurs [7, 10, 13, 38] (voir aussi Eisler et al. [30] pour un historique de l’évolution du traitement), et un manuel a été élaboré pour guider les interventions des thérapeutes [37]. Les séances réunissent les jeunes et leur famille sur une période de 12 mois. Le nombre et la fréquence des séances sont déterminés par les besoins cliniques : d’abord hebdomadaires, les rencontres s’espacent ensuite progressivement jusqu’à une toutes les 3 à 4 semaines. Il s’agit surtout de séances familiales conjointes, même si quelques séances individuelles sont prévues lorsque c’est approprié (en particulier avec les jeunes en fin d’adolescence, aux étapes avancées du traitement). L’approche thérapeutique présente les caractéristiques essentielles suivantes :

Un centrage systémique sur la compréhension de la famille dans le contexte d’une maladie potentiellement mortelle, où la famille est nécessaire comme ressource pour aider son enfant à guérir, en soulignant que la famille n’est pas la cause de la maladie.
L’accent mis sur l’aide apportée aux parents pour prendre la direction de la gestion de l’alimentation de leur enfant aux premières étapes du traitement, tout en soulignant le caractère temporaire de ce rôle et en indiquant clairement qu’il s’agit d’une expression du soin parental et non d’un contrôle parental.
Une psychoéducation sur les effets de la dénutrition et sur le rôle des traits de personnalité prédisposants dans le développement de l’anorexie mentale et des comorbidités.
Le recours à l’externalisation de la maladie au moyen de diverses techniques, dont les conversations externalisantes de l’approche narrative [39], qui supposent que l’anorexie est une entité distincte, ainsi que des échanges sur les effets psychologiques et physiologiques de la dénutrition, utilisés délibérément pour souligner le rôle de la dénutrition dans l’influence qu’elle exerce sur les comportements comme sur les cognitions, façonnant et renforçant ainsi le processus de la maladie.
Aux étapes ultérieures du traitement, un déplacement du centrage vers les enjeux du cycle de vie de l’adolescence et du développement familial. À ce stade, il s’agit d’aider la famille à démêler les questions psychologiques individuelles (par exemple l’estime de soi, l’individuation, le fonctionnement psychosocial) et les questions relationnelles familiales, d’une part, et le comportement alimentaire et les schémas interactionnels qui se sont développés autour de lui, d’autre part.

Thérapie multifamiliale

La thérapie multifamiliale de l’anorexie mentale (MFT) [27, 31] partage les principaux principes conceptuels de la FT-AN, mais elle offre une forme de traitement plus intensive et permet à la famille de s’appuyer sur le soutien des autres familles du groupe. Le traitement commence par un programme multifamilial intensif de quatre jours pour 5 à 7 familles, suivi de six autres journées de rencontre, à intervalles de 4 à 8 semaines, sur 9 mois. Des séances avec chaque famille sont programmées selon les besoins entre les rencontres de groupe, la durée totale du traitement étant de 12 mois pour chaque famille. Un large éventail de techniques d’intervention est employé (techniques de groupe, familiales, psychoéducatives et créatives), combinant des séances multifamiliales avec des séances séparées pour les parents et pour les jeunes, ainsi que des activités ciblant des familles particulières. Un travail pratique porte aussi sur la gestion des repas, avec des repas multifamiliaux et des échanges continus sur ce qui fonctionne le mieux pour chaque famille quand les parents aident leur enfant à surmonter la peur de manger et de prendre du poids.

En plus des principes généraux de la FT-AN décrits plus haut, la MFT-AN comprend les éléments suivants [25, 27] :

Créer un sentiment de solidarité et réduire l’isolement social et la stigmatisation.
Susciter de nouvelles perspectives et offrir un cadre où les familles apprennent les unes des autres.
Renforcer la capacité d’autoréflexion par l’observation des autres, en encourageant le soutien et les retours mutuels et en expérimentant des exercices entre familles.
Découvrir les compétences et s’appuyer sur elles, intensifier les interactions et les expériences, et s’exercer à de nouveaux comportements dans un espace sûr.
Faire grandir les attentes et l’espoir de guérison.

Les familles affectées par randomisation au groupe MFT-AN commençaient toutes par un engagement individuel dans le traitement, jusqu’à ce que 5 à 7 familles aient été recrutées pour constituer un nouveau groupe (un nouveau groupe démarrant ainsi environ toutes les six semaines). Les familles étaient reçues entre les rencontres de groupe, la fréquence et le nombre total de ces séances étant déterminés par les besoins cliniques, même si l’on s’attendait à ce que ces séances soient moins fréquentes que dans le groupe FT-AN.

Évaluations

Des personnes chargées de l’évaluation pour la recherche, indépendantes et ignorant l’affectation aux traitements, ont mené les évaluations avant la randomisation (inclusion), à 3 mois, à 12 mois (fin du traitement) et à 18 mois (6 mois après le traitement). Tout a été fait pour inclure l’ensemble des jeunes dans les évaluations de suivi, y compris en cas d’arrêt prématuré du traitement, afin de permettre une analyse en intention de traiter.

Le critère de jugement principal a été défini au moyen de l’échelle de résultat global de Morgan/Russell [40], modifiée par Russell et al. [7] pour tenir compte des symptômes boulimiques, qui distingue trois catégories de résultat. Le bon résultat correspond aux personnes dont le poids est supérieur à 85 % de l’IMCm, qui ont des règles et ne présentent pas de symptômes boulimiques. Les personnes du groupe résultat intermédiaire remplissent le même critère de poids mais soit n’ont pas de règles, soit présentent des symptômes boulimiques occasionnels (moins d’une fois par semaine en moyenne au cours du dernier mois). Les personnes dont le poids est inférieur à 85 % de l’IMCm ou qui ont développé des symptômes boulimiques une fois par semaine ou plus sont classées comme ayant un mauvais résultat. Le temps de mesure principal était la fin du traitement (12 mois après la randomisation).

Les critères de jugement secondaires retenus à 12 et 18 mois après la randomisation étaient les suivants :

L’échelle de résultat global de Morgan/Russell à 18 mois.
Les données de poids, exprimées en pourcentage de l’IMC médian (c’est-à-dire du 50^e centile) des jeunes de même taille, âge et sexe, ce qui tient compte du fait que l’IMC des enfants et des adolescents évolue avec l’âge. Les conversions en %IMCm ont été faites avec un programme informatique fondé sur les courbes de croissance de la Child Growth Foundation [41].
L’Eating Disorder Examination [42], entretien bien validé de mesure de la psychopathologie des troubles des conduites alimentaires, a été administré à l’inclusion, à 12 mois et à 18 mois. En plus d’une échelle globale, il comporte 4 sous-échelles (restriction, préoccupations alimentaires, préoccupations liées à la silhouette et préoccupations liées au poids).
Les autoquestionnaires remplis par les jeunes (administrés aux quatre temps de mesure) comprenaient : o l’inventaire de dépression de Beck [43] ; o l’échelle d’estime de soi de Rosenberg [44].
Les parents ont rempli l’Experience of Caregiving Inventory [45] (à l’inclusion et à 12 mois), mesure élaborée pour évaluer la charge des soins auprès de personnes atteintes de troubles psychiques sévères et adaptée aux troubles des conduites alimentaires [46].
Toutes les personnes participantes ont aussi rempli le Client Satisfaction Questionnaire [47] en fin de traitement.

Randomisation

L’affectation aléatoire des jeunes aux bras de l’essai, selon un rapport de 50/50, a été générée par ordinateur. La randomisation a été faite par blocs de taille aléatoire, de 6 à 12 jeunes, pour garantir des effectifs égaux dans les bras de l’essai. Une fois l’évaluation initiale réalisée et le recrutement dans l’essai effectué, la personne chargée de la coordination de l’essai procédait immédiatement à l’affectation à l’un des groupes de traitement au moyen d’une base de randomisation créée avant le début de l’étude. Cette base renvoyait l’affectation aléatoire dès que l’identifiant de la personne était saisi et ne permettait plus ensuite aucune modification de l’affectation. Les membres de l’équipe de recherche qui réalisaient les évaluations ignoraient l’affectation. La coordination de l’essai informait la personne thérapeute désignée pour le cas, qui contactait ensuite la famille pour organiser le début du traitement attribué.

Calcul de la taille de l’échantillon

Pour le traitement ambulatoire en FT-AN, nous nous attendions, d’après Eisler et al. [10] et Robin et al. [48], à ce que 63 % atteignent un poids supérieur à 85 % de l’IMCm en fin de traitement (12 mois). La prise de poids en MFT-AN n’avait pas été étudiée de façon aussi détaillée, mais nos données préliminaires [26] laissaient penser que l’on pouvait attendre que 83 % ou plus des jeunes atteignent un poids sain dans le même délai. Selon nos calculs, il fallait 77 personnes par bras de l’essai pour qu’un test du khi-deux bilatéral détecte une telle différence avec une puissance de 80 % au seuil de signification de 5 %. Prévoir 15 % de perdus de vue au suivi imposait de porter ce nombre à 91 par bras (soit un échantillon total de n = 182).

Analyse statistique

Toutes les analyses statistiques formelles ont reposé sur le principe de l’intention de traiter, chaque personne étant analysée dans le bras de traitement auquel elle avait été affectée. Le critère principal était une variable binaire opposant un résultat bon ou intermédiaire à un mauvais résultat sur l’échelle globale de Morgan Russell en fin de traitement, 12 mois après la randomisation, analysée par régression logistique. Le modèle comprenait comme variables explicatives le bras de l’essai, le statut à l’inclusion sur l’échelle de Morgan Russell (variable binaire), l’existence ou non d’un traitement antérieur pour trouble des conduites alimentaires et le temps (en mois) écoulé depuis le diagnostic. Ces trois dernières variables d’inclusion ont été introduites pour gagner en précision, car elles étaient des prédicteurs connus du résultat. Nous présentons les inférences portant sur le rapport de cotes d’un résultat bon ou intermédiaire, en comparant la MFT-AN à la FT-AN à 12 mois. Les cotes présentées sont des cotes marginales de population, dérivées du RC conditionnel propre au sujet au moyen d’une formule de conversion approchée [49]. Nous présentons des cotes marginales parce qu’elles représentent la différence entre groupes des effets moyens du traitement sur la population des personnes atteintes de TCA (par opposition à la différence de changement individuel dans le temps que décrit le RC conditionnel [49]).

Le résultat bon ou intermédiaire, opposé à un mauvais résultat, sur l’échelle de Morgan Russell à 18 mois après la randomisation a aussi été analysé par régression logistique. Les autres critères secondaires continus ont été analysés au moyen de modèles de régression linéaire analogues. La normalité des termes d’erreur a été vérifiée par des diagnostics des résidus.

Pour étudier les facteurs de perte de vue au suivi sur les critères principal et secondaires, un indicateur de donnée manquante à 12 mois a été créé pour chaque variable de résultat. Des régressions logistiques ont ensuite servi à examiner si des variables d’inclusion ou l’adhésion au traitement étaient associées aux données manquantes. Concrètement, le modèle de régression logistique comprenait le bras de l’essai comme prédicteur, auquel on ajoutait pas à pas les variables d’inclusion et l’engagement dans le traitement pour évaluer leur pouvoir prédictif ; les variables montrant une association au seuil libéral de 15 % étaient considérées comme des prédicteurs potentiels de données manquantes. À cette fin, l’engagement dans le traitement a été mesuré par une variable binaire indiquant si la famille avait suivi ou non la totalité des 12 mois de traitement. Comme un engagement incomplet dans le traitement s’est révélé prédictif de données manquantes, nous avons employé l’imputation multiple (IM, avec 100 imputations), qui nous a permis de produire des inférences valides sous une hypothèse de données manquantes au hasard (MAR), les variables identifiées empiriquement (y compris l’engagement dans le traitement après randomisation) pouvant prédire les données manquantes [50]. Concrètement, l’étape d’imputation comprenait toutes les variables du modèle d’analyse concerné, les autres mesures de la variable de résultat aux autres temps d’évaluation et les prédicteurs de données manquantes.

Enfin, les différences de satisfaction entre les parents et les jeunes ont été étudiées par une régression des scores de différence au CSQ entre parents et jeunes. Un modèle de régression simple testant si la constante (des scores de différence) différait de 0 a été utilisé conjointement avec l’IM. Le seuil de signification statistique a été fixé à 5 %. Toutes les analyses statistiques ont été réalisées sous Stata 14.1 et R 3.2 (figures produites avec ggplot2 [51]).

Résultats

Caractéristiques des personnes participantes

La figure 1 présente le diagramme CONSORT de l’étude : 359 jeunes ont fait l’objet d’un examen d’éligibilité ; 253 remplissaient les critères d’inclusion et 169 ont accepté de participer à l’étude. Deux jeunes qui avaient accepté de participer et dont la randomisation avait eu lieu ont ensuite retiré leur consentement ; leurs données ne figurent pas dans l’échantillon d’analyse. Au total, 167 jeunes ont participé à l’étude (82 en FT-AN et 85 en MFT-AN). Le tableau 1 présente les caractéristiques démographiques et cliniques des personnes participantes. L’âge moyen à l’entrée dans l’étude était de 15,7 ans (ET 1,7), 91 % étaient de sexe féminin, 70 % venaient de familles non séparées et un peu moins de 10 % avaient une origine ethnique non blanche. Le %IMCm moyen à l’entrée était de 78,0 (ET 6,1) et la durée médiane de la maladie de 7 mois. Soixante-seize pour cent remplissaient les critères diagnostiques de l’anorexie mentale ; les autres cas ont été classés comme TCA-NS (type restrictif). Le tableau 1 montre aussi que la randomisation a produit des groupes raisonnablement équilibrés, aucune des différences observées entre les groupes de traitement n’atteignant la signification statistique.

Diagramme CONSORT : 359 jeunes évalués pour l’éligibilité ; 106 exclus (42 hors critères de poids ou de perte de poids, 11 hors critères d’âge, 39 en situation de risque médical, 14 pour d’autres critères d’exclusion) et 84 refus ; 169 randomisés. FT-AN : 83 affectés, 1 retrait du consentement après randomisation, 9 abandons du traitement avant 3 mois, 73 ont reçu le traitement attribué ; suivi à 3 mois 79 (4 perdus de vue), à 12 mois 73 (10 perdus de vue), à 18 mois 58 (25 perdus de vue) ; 82 analysés pour le critère principal en intention de traiter. MFT-AN : 86 affectés, 1 retrait du consentement, 9 abandons avant 3 mois, 76 ont reçu le traitement attribué ; suivi à 3 mois 82 (4 perdus de vue), à 12 mois 75 (11 perdus de vue), à 18 mois 64 (22 perdus de vue) ; 85 analysés pour le critère principal en intention de traiter — **Figure 1.** Diagramme CONSORT (schéma original en anglais).

Tableau 1 — Facteurs démographiques et cliniques à l’inclusion

Valeurs indiquées pour FT-AN (N = 82), puis MFT-AN (N = 85).

Données démographiques — âge, moyenne (ET). FT-AN : 15,7 (1,6) ; MFT-AN : 15,7 (1,7).
Sexe féminin, n (%). FT-AN : 77 (93,9) ; MFT-AN : 75 (88,2).
Origine ethnique, n (%). Blanche : 76 (92,7) et 75 (88,2) ; autre : 3 (3,7) et 3 (3,5) ; donnée manquante : 3 (3,7) et 7 (8,2).
Niveau d’études, n (%). Avant le GCSE : 54 (65,9) et 60 (70,6) ; après le GCSE : 26 (31,7) et 22 (25,9) ; donnée manquante : 2 (2,4) et 3 (3,5).
Parents, n (%). Mariés ou en cohabitation : 56 (68,3) et 61 (71,8) ; séparés ou divorcés : 24 (29,3) et 24 (28,2) ; un parent décédé : 2 (2,4) et 0 (0).
Caractéristiques cliniques — âge d’apparition du TCA (années), moyenne (ET). FT-AN : 14,3 (1,8) ; MFT-AN : 14,5 (1,7) ; donnée manquante, n (%) : 6 (7,3) et 12 (14,1).
Durée du TCA (mois), médiane (EIQ). FT-AN : 7 (4 à 11,5) ; MFT-AN : 7 (3 à 11) ; ^amoyenne (ET) : 11,4 (12,6) et 9,6 (10,5) ; donnée manquante, n (%) : 6 (7,3) et 12 (14,1).
Trouble des conduites alimentaires, n (%). Anorexie mentale : 67 (81,7) et 60 (70,6) ; TCA-NS (restrictif) : 15 (18,3) et 25 (29,4).
Hospitalisation antérieure, n (%). Oui : 16 (19,5) et 11 (12,9) ; non : 54 (66 %) et 57 (67 %) ; donnée manquante : 12 (14,6) et 17 (20,0).
Dépression comorbide, n (%). Oui : 10 (12,2) et 2 (2,4) ; non : 57 (69,5) et 66 (77,7) ; donnée manquante : 15 (18,3) et 17 (20,0).
TOC comorbide, n (%). Oui : 3 (3,7) et 0 (0,0) ; non : 64 (78,1) et 68 (80,0) ; donnée manquante : 15 (18,3) et 17 (20,0).
Anxiété comorbide, n (%). Oui : 1 (1,2) et 0 (0,0) ; non : 66 (80,5) et 68 (80,0) ; donnée manquante : 15 (18,3) et 17 (20,0).
Résultats à l’inclusion — %IMCm, moyenne (ET). FT-AN : 78,4 (5,8) ; MFT-AN : 77,6 (6,3).
IMC, moyenne (ET). FT-AN : 15,8 (1,2) ; MFT-AN : 15,7 (1,3).
EDE (restriction), moyenne (ET). FT-AN : 2,9 (1,7) ; MFT-AN : 2,7 (1,8) ; donnée manquante, n (%) : 10 (12,2) et 10 (11,8).
EDE (préoccupations alimentaires), moyenne (ET). FT-AN : 2,1 (1,5) ; MFT-AN : 1,9 (1,6) ; donnée manquante, n (%) : 10 (12,2) et 10 (11,8).
EDE (préoccupations liées à la silhouette), moyenne (ET). FT-AN : 3,2 (1,9) ; MFT-AN : 2,9 (1,8) ; donnée manquante, n (%) : 10 (12,2) et 10 (11,8).
EDE (préoccupations liées au poids), moyenne (ET). FT-AN : 2,8 (1,9) ; MFT-AN : 2,5 (1,8) ; donnée manquante, n (%) : 10 (12,2) et 10 (11,8).
BDI, moyenne (ET). FT-AN : 25,2 (14,4) ; MFT-AN : 23,9 (14,3) ; donnée manquante, n (%) : 20 (24,4) et 16 (18,8).
RSE, moyenne (ET). FT-AN : 26,3 (6,9) ; MFT-AN : 25,1 (6,6) ; donnée manquante, n (%) : 19 (23,2) et 17 (20).

Abréviations : %IMCm, pourcentage de l’indice de masse corporelle médian des jeunes de même taille, âge et sexe ; EDE, Eating Disorder Examination ; BDI, inventaire de dépression de Beck ; RSE, échelle d’estime de soi de Rosenberg ; GCSE, examen britannique de fin de scolarité obligatoire (vers 16 ans). ^aLa distribution de la durée de la maladie étant asymétrique, la médiane est la mesure de tendance centrale appropriée ; la plupart des autres études ayant utilisé la moyenne (ET), nous la présentons aussi pour permettre la comparaison avec d’autres travaux.

Engagement dans le traitement

L’engagement dans le traitement était élevé : seules 9 familles dans chaque groupe ont arrêté le traitement prématurément (c’est-à-dire avant 3 mois), soit moins de 11 % du total. Nous avions fait l’hypothèse que l’ajout des séances de MFT réduirait le nombre de séances ambulatoires nécessaires ; or, si le nombre médian de séances ambulatoires suivies était plus faible dans le groupe MFT-AN que dans le groupe FT-AN (médiane 18,5 ; EIQ 11 à 24, contre 19 ; EIQ 12 à 27), la différence n’était pas statistiquement significative (test de Mann-Whitney de différence entre groupes z = 0,99, p = 0,32). En plus des séances de thérapie familiale simple, les familles du groupe MFT-AN ont participé à une médiane de 7 journées de MFT (EIQ 1 à 10).

Perdus de vue

L’attrition était faible pour le critère principal de Morgan Russell et pour le %IMCm (19 et 20 valeurs manquantes en fin de traitement et 6 mois après le traitement respectivement), mais les pertes de vue étaient considérables pour les critères secondaires (médiane de 88 valeurs, soit 53 % de données manquantes). Plusieurs variables d’inclusion prédisaient les données manquantes (antécédents familiaux de trouble des conduites alimentaires, comorbidité et rang dans la fratrie). En particulier, ne pas avoir suivi la totalité des 12 mois de traitement s’est révélé un prédicteur net de données manquantes sur l’échelle de Morgan Russell (RC 12,5, IC à 95 % : 1,49 à 104,9, z = −2,3, p = 0,02). Nous avons donc employé l’imputation multiple pour produire des résultats valides sous des hypothèses moins restrictives, qui permettent à ces variables de prédire les données manquantes (voir la partie Méthode).

Résultat clinique catégoriel au cours du traitement et des six mois de suivi

La figure 2 résume le résultat catégoriel brut dans les deux groupes de traitement à 3 mois, à 12 mois (fin du traitement) et à 18 mois (suivi à six mois). Le tableau 2 montre une différence statistiquement significative sur le critère principal (cotation sur l’échelle de résultat global de Morgan-Russell à 12 mois) en faveur de la MFT-AN : la cote d’un résultat bon ou intermédiaire dans le groupe MFT-AN était 2,55 fois plus élevée que dans le groupe FT-AN (p = 0,018 ; IC à 95 % 1,17 à 5,52 ; p = 0,018). Au suivi à 18 mois (critère secondaire), le rapport de cotes était descendu à 2,01, et cet effet plus faible n’était pas significatif (IC à 95 % 0,91 à 4,45 ; p = 0,086). La distribution des résultats était similaire d’un centre de traitement à l’autre.

Histogrammes empilés de la répartition des résultats de Morgan Russell (mauvais, intermédiaire, bon) par bras de l’essai. FT-AN : à l’inclusion 90 % mauvais, 10 % intermédiaire ; à 3 mois 65 % mauvais, 27 % intermédiaire, 9 % bon ; à 12 mois 42 %, 33 %, 25 % ; à 18 mois 43 %, 24 %, 33 %. MFT-AN : à l’inclusion 92 % mauvais, 8 % intermédiaire ; à 3 mois 58 %, 27 %, 15 % ; à 12 mois 24 %, 33 %, 43 % ; à 18 mois 22 %, 33 %, 45 % — **Figure 2.** Répartition des catégories de Morgan Russell par bras de l’essai (schéma original en anglais).

Tableau 2 — Différences moyennes estimées entre les bras de traitement en fin de traitement et au suivi

Pour chaque mesure : différence moyenne entre groupes (IC à 95 %), test et coefficient standardisé, en fin de traitement (12 mois après la randomisation), puis au suivi (18 mois après la randomisation).

MR binaire. 12 mois : 2,55^a (1,17 à 5,52), t = 2,36, p = 0,018, coefficient standardisé – ; 18 mois : 2,01^a (0,91 à 4,49), t = 1,72, p = 0,086, –.
%IMCm. 12 mois : 2,24 (−0,47 à 4,95), t = 1,62, p = 0,105, 0,37^b ; 18 mois : 4,11 (0,98 à 7,24), t = 2,57, p = 0,010, 0,68^b.
IMC. 12 mois : 0,40 (−0,15 à 0,94), t = 1,43, p = 0,15, 0,37^b ; 18 mois : 0,74 (0,12 à 1,36), t = 2,35, p = 0,019, 0,60^b.
EDE (restriction). 12 mois : 0,45 (−0,22 à 1,11), t = 1,33, p = 0,185, 0,26^b ; 18 mois : 0,45 (−0,26 à 1,15), t = 1,25, p = 0,213, 0,26^b.
EDE (préoccupations alimentaires). 12 mois : 0,14 (−0,46 à 0,73), t = 0,44, p = 0,659, 0,087^b ; 18 mois : 0,18 (−0,42 à 0,78), t = 0,59, p = 0,559, 0,12^b.
EDE (préoccupations liées à la silhouette). 12 mois : 0,54 (−0,18 à 1,26), t = 1,48, p = 0,139, 0,30^b ; 18 mois : 0,56 (−0,20 à 1,31), t = 1,44, p = 0,150, 0,30^b.
EDE (préoccupations liées au poids). 12 mois : 0,44 (−0,27 à 1,14), t = 1,22, p = 0,223, 0,23^b ; 18 mois : 0,49 (−0,31 à 1,29), t = 1,21, p = 0,226, 0,26^b.
BDI. 12 mois : 2,91 (−3,10 à 8,91), t = 0,95, p = 0,342, 0,20^b ; 18 mois : 2,14 (−4,16 à 8,44), t = 0,67, p = 0,504, 0,15^b.
RSE. 12 mois : −1,09 (−3,91 à 1,73), t = −0,76, p = 0,447, −0,16^b ; 18 mois : 0,5 (−2,45 à 3,45), t = 0,33, p = 0,739, 0,08^b.
ECI, aspects négatifs. 12 mois : −2,22 (−17,1 à 12,6), t = −0,30, p = 0,766, −0,07^b ; 18 mois : non mesuré.
ECI, aspects positifs. 12 mois : 0,71 (−2,07 à 3,49), t = 0,51, p = 0,612, 0,08^b ; 18 mois : non mesuré.
CSQ, jeunes. 12 mois : −1,14 (−3,73 à 1,45), t = −0,88, p = 0,382, −0,22^c ; 18 mois : non mesuré.
CSQ, parents. 12 mois : 0,64 (−1,51 à 2,79), t = 0,5962, p = 0,556, 0,13^c ; 18 mois : non mesuré.

Résultats obtenus par imputation multiple (100 imputations). Abréviations : MR, échelle de Morgan Russell ; %IMCm, pourcentage de l’indice de masse corporelle médian des jeunes de même taille, âge et sexe ; EDE, Eating Disorder Examination ; BDI, inventaire de dépression de Beck ; RSE, échelle d’estime de soi de Rosenberg ; ECI, Experience of Caregiving Inventory ; CSQ, Client Satisfaction Questionnaire. ^aL’effet est exprimé sous forme de rapport de cotes (RC) marginal ; le RC conditionnel était de 4,57 (IC à 95 % 1,28 à 16,44) à 12 mois et de 3,16 (IC à 95 % 0,84 à 11,82) à 18 mois. ^bCoefficients standardisés obtenus en divisant la différence estimée par l’écart type de la variable de résultat à l’inclusion. ^cCoefficients standardisés obtenus en divisant les scores de différence par l’écart type du groupe témoin (FT-AN).

Évolution du poids, de la psychopathologie alimentaire, de la dépression et de l’estime de soi

Dans les deux groupes de traitement, les jeunes ont pris un poids considérable au cours du traitement et du suivi (figure 3). Le tableau 2 présente les résultats des comparaisons entre bras de l’essai à 12 et 18 mois, et le tableau 3 les changements estimés depuis l’inclusion dans chacun des bras. À 12 mois, il n’y avait pas de différence statistiquement significative entre les deux bras pour le %IMCm, la psychopathologie alimentaire, la dépression ou l’estime de soi (tableau 2). À 18 mois, il existait une différence significative de %IMCm en faveur de la MFT-AN (différence = 4,11 ; IC à 95 % 0,98 à 7,24 ; p = 0,01). Aucune autre mesure ne montrait de différence significative.

Courbes du %IMCm estimé de 0 à 18 mois pour la MFT-AN (cercles) et la FT-AN (triangles, notée SFT-AN sur le graphique) : environ 78 à l’inclusion dans les deux groupes, environ 85 et 84 à 3 mois, 91 et 89 à 12 mois, 92 et 88 à 18 mois, avec barres d’erreur — **Figure 3.** Prise de poids estimée au cours du traitement et du suivi. Les symboles représentent les moyennes estimées et les barres d’erreur les intervalles de confiance à 95 % associés. Les moyennes estimées correspondent à des jeunes ayant le %IMCm moyen à l’inclusion, la durée moyenne du trouble en mois, sans traitement antérieur, sans antécédents familiaux de trouble des conduites alimentaires et au premier rang de leur fratrie (schéma original en anglais).

Tableau 3 — Changement moyen estimé^a depuis l’inclusion en fin de traitement (12 mois) et au suivi (18 mois)

Pour chaque mesure et chaque groupe : observations, n (%) ; changement moyen (IC à 95 %) ; test ; coefficient standardisé^b ; moyenne prédite (IC à 95 %), en fin de traitement (12 mois après la randomisation), puis au suivi (18 mois après la randomisation).

%IMCm (inclusion = 77,95), FT-AN. 12 mois : 72 (88 %) ; 10,84 (8,64 à 13,04) ; t = 9,66, p < 0,001 ; 1,79 ; 88,78 (86,59 à 90,98). 18 mois : 55 (67 %) ; 9,63 (7,18 à 12,08) ; t = 7,71, p < 0,001 ; 1,59 ; 87,58 (85,13 à 90,03).
%IMCm, MFT-AN. 12 mois : 75 (88 %) ; 13,08 (10,98 à 15,18) ; t = 12,22, p < 0,001 ; 2,16 ; 91,03 (88,94 à 91,13). 18 mois : 60 (71 %) ; 13,74 (11,41 à 16,08) ; t = 11,53, p < 0,001 ; 2,27 ; 91,68 (89,33 à 94,03).
IMC (inclusion = 15,7), FT-AN. 12 mois : 72 (88 %) ; 2,61 (2,16 à 3,06) ; t = 11,31, p < 0,001 ; 2,09 ; 18,31 (17,86 à 18,76). 18 mois : 55 (67 %) ; 2,59 (2,10 à 3,08) ; t = 10,39, p < 0,001 ; 2,07 ; 18,29 (17,80 à 18,78).
IMC, MFT-AN. 12 mois : 75 (88 %) ; 3,01 (2,59 à 3,42) ; t = 14,14, p < 0,001 ; 2,41 ; 18,71 (18,29 à 19,12). 18 mois : 60 (71 %) ; 3,33 (2,87 à 3,79) ; t = 14,24, p < 0,001 ; 2,66 ; 19,03 (18,57 à 19,49).
EDE (restriction) (inclusion = 2,78), FT-AN. 12 mois : 38 (46 %) ; −1,38 (−1,90 à −0,86) ; t = −5,23, p < 0,001 ; −0,80 ; 1,39 (0,88 à 1,92). 18 mois : 32 (39 %) ; −1,59 (−2,12 à −1,04) ; t = −5,77, p < 0,001 ; −0,91 ; 1,20 (0,66 à 1,74).
EDE (restriction), MFT-AN. 12 mois : 44 (52 %) ; −0,93 (−1,42 à −0,44) ; t = −3,76, p = 0,005 ; −0,52 ; 1,85 (1,36 à 2,34). 18 mois : 38 (45 %) ; −1,14 (−1,64 à −0,63) ; t = −4,45, p < 0,001 ; −0,75 ; 1,64 (1,14 à 2,15).
EDE (préoccupations alimentaires) (inclusion = 2,01), FT-AN. 12 mois : 38 (46 %) ; −0,83 (−1,30 à −0,35) ; t = −3,46, p < 0,001 ; −0,54 ; 1,18 (0,71 à 1,65). 18 mois : 32 (39 %) ; −1,10 (−1,57 à −0,64) ; t = −4,25, p < 0,001 ; −0,72 ; 0,91 (0,44 à 1,37).
EDE (préoccupations alimentaires), MFT-AN. 12 mois : 44 (52 %) ; −0,70 (−1,13 à −0,25) ; t = −3,10, p = 0,002 ; −0,45 ; 1,32 (0,88 à 1,76). 18 mois : 38 (45 %) ; −0,92 (−1,35 à −0,50) ; t = −4,25, p < 0,001 ; −0,605 ; 1,09 (0,66 à 1,51).
EDE (préoccupations liées à la silhouette) (inclusion = 1,83), FT-AN. 12 mois : 37 (45 %) ; −1,28 (−1,85 à −0,71) ; t = −4,44, p < 0,001 ; −0,70 ; 1,75 (1,18 à 2,32). 18 mois : 32 (39 %) ; −1,25 (−1,84 à −0,66) ; t = −4,16, p < 0,001 ; −0,68 ; 1,78 (1,19 à 2,37).
EDE (préoccupations liées à la silhouette), MFT-AN. 12 mois : 44 (52 %) ; −0,74 (−1,28 à −0,20) ; t = −2,70, p = 0,0072 ; −0,41 ; 2,29 (1,75 à 2,82). 18 mois : 38 (45 %) ; −0,69 (−1,24 à −0,15) ; t = −2,491, p < 0,013 ; −0,38 ; 2,34 (1,79 à 2,88).
EDE (préoccupations liées au poids) (inclusion = 2,64), FT-AN. 12 mois : 38 (46 %) ; −1,03 (−1,57 à −0,48) ; t = −3,67, p < 0,001 ; −0,54 ; 1,62 (1,07 à 2,16). 18 mois : 31 (38 %) ; −0,88 (−1,50 à −0,26) ; t = −2,80, p = 0,006 ; −0,47 ; 1,76 (1,14 à 2,38).
EDE (préoccupations liées au poids), MFT-AN. 12 mois : 44 (52 %) ; −0,59 (−1,12 à −0,06) ; t = −2,18, p = 0,029 ; −0,31 ; 2,05 (1,52 à 2,58). 18 mois : 37 (44 %) ; −0,39 (−0,96 à 0,18) ; t = −1,34, p = 0,181 ; −0,21 ; 2,25 (1,68 à 2,82).
BDI (inclusion = 24,47), FT-AN. 12 mois : 35 (43 %) ; −8,82 (−13,31 à −4,33) ; t = −3,86, p < 0,001 ; −0,62 ; 15,65 (11,2 à 20,14). 18 mois : 37 (45 %) ; −7,40 (−12,04 à −2,75) ; t = −3,13, p = 0,002 ; −0,52 ; 17,07 (12,43 à 21,72).
BDI, MFT-AN. 12 mois : 41 (48 %) ; −5,91 (−10,20 à −1,63) ; t = −2,71, p = 0,007 ; −0,41 ; 18,55 (14,27 à 22,84). 18 mois : 33 (39 %) ; −5,26 (−9,89 à −0,62) ; t = −2,23, p = 0,026 ; −0,37 ; 19,22 (14,6 à 23,85).
RSE (inclusion = 25,68), FT-AN. 12 mois : 36 (44 %) ; −0,51 (−2,74 à 1,72) ; t = −0,45, p = 0,653 ; −0,08 ; 25,19 (22,96 à 27,42). 18 mois : 37 (45 %) ; −1,50 (−3,80 à 0,79) ; t = −1,29, p = 0,199 ; −0,51 ; 24,20 (21,90 à 26,49).
RSE, MFT-AN. 12 mois : 42 (49 %) ; −1,60 (−3,65 à 0,44) ; t = −1,54, p = 0,124 ; −0,24 ; 24,10 (22,05 à 26,14). 18 mois : 35 (41 %) ; −1,00 (−3,11 à 1,11) ; t = −0,93, p = 0,352 ; −0,15 ; 24,70 (22,58 à 26,18).
ECI (aspects négatifs) (inclusion = 85,56), FT-AN. 12 mois : 44 (54 %) ; −13,59 (−24,58 à −2,59) ; t = −2,47, p = 0,016 ; −0,45 ; 71,97 (60,98 à 82,97). 18 mois : non mesuré.
ECI (aspects négatifs), MFT-AN. 12 mois : 44 (52 %) ; −15,81 (−26,88 à −4,72) ; t = −2,86, p = 0,006 ; −0,52 ; 69,75 (58,68 à 80,83). 18 mois : non mesuré.
ECI (aspects positifs) (inclusion = 28,27), FT-AN. 12 mois : 47 (57 %) ; 0,42 (−1,61 à 2,45) ; t −0,41, p = 0,682 ; 0,05 ; 28,67 (26,66 à 30,72). 18 mois : non mesuré.
ECI (aspects positifs), MFT-AN. 12 mois : 46 (54 %) ; 1,13 (−0,99 à 3,25) ; t −1,07, p = 0,291 ; 0,13 ; 29,40 (27,28 à 31,52). 18 mois : non mesuré.

Le nombre d’observations est présenté avec le pourcentage des observations possibles dans chaque bras de traitement. Estimations obtenues par imputation multiple (100 imputations). Abréviations : %IMCm, pourcentage de l’indice de masse corporelle médian des jeunes de même taille, âge et sexe ; EDE, Eating Disorder Examination ; BDI, inventaire de dépression de Beck ; RSE, échelle d’estime de soi de Rosenberg ; ECI, Experience of Caregiving Inventory. ^aPour obtenir les scores de changement moyen prédits, les covariables continues ont été fixées à la moyenne de l’échantillon à l’inclusion et les variables catégorielles à leur valeur la plus fréquente : pour chaque résultat, la moyenne de ce résultat à l’inclusion, ainsi que les estimations supplémentaires suivantes : durée du trouble en mois, moyenne 9,34 ; trouble des conduites alimentaires traité auparavant : non ; antécédents familiaux de trouble des conduites alimentaires : rang dans la fratrie : premier rang. ^bCoefficients standardisés calculés en divisant le changement moyen estimé par l’écart type de la variable de résultat à l’inclusion.

Grâce à la prise de poids, 51,2 % des jeunes en FT-AN avaient retrouvé des règles à 12 mois (sans compter les garçons et les jeunes sous contraception orale), et 51,4 % à 18 mois. Dans le groupe MFT-AN, ces chiffres étaient de 56,3 % à 12 mois et de 59 % à 18 mois.

Un petit nombre de jeunes avaient développé quelques symptômes boulimiques : en FT-AN, trois à 12 mois et deux à 18 mois ; en MFT-AN, cinq à 12 mois (dont une personne qui aurait rempli les critères diagnostiques de la boulimie) et trois à 18 mois.

Les deux groupes ont connu des améliorations significatives dans le temps de la psychopathologie alimentaire et de la dépression (tableau 3). L’estime de soi n’a connu que des améliorations faibles et non significatives dans le temps (tableau 3), mais il faut noter que les scores moyens à cette mesure se situaient déjà dans la norme à l’inclusion (tableau 1).

Hospitalisations au cours de l’étude

Un petit nombre de jeunes ont eu besoin d’une hospitalisation au cours du traitement : trois dans le groupe MFT-AN (2 en lien avec le TCA, 1 en raison d’un risque suicidaire) et deux dans le groupe FT-AN (tous deux en lien avec le TCA). Après leur sortie de l’hôpital, ces jeunes ont poursuivi leur traitement ambulatoire jusqu’à la fin prévue du traitement, à 12 mois. Au cours des six mois de suivi qui ont suivi la fin prévue du traitement ambulatoire, il y a eu six autres hospitalisations (2 dans le bras MFT-AN et 4 dans le bras FT-AN) : ces six jeunes avaient peu progressé en thérapie ambulatoire, et leur résultat à 12 mois avait été classé comme mauvais.

Satisfaction à l’égard du traitement

Les données relatives à la satisfaction à l’égard du traitement figurent dans le tableau 4. Il importe de noter que seuls 60 % des parents et 50 % des jeunes ont rempli le questionnaire de satisfaction, et que les résultats doivent donc être interprétés avec une grande prudence. Parmi les personnes qui l’ont rempli, plus de 80 % des jeunes comme des parents ont jugé leur satisfaction à l’égard du traitement modérée à élevée (tableau 4). En revanche, la prédiction selon laquelle les familles ayant participé à la MFT-AN seraient plus satisfaites que celles ayant reçu la FT-AN n’a été confirmée ni pour les jeunes ni pour les parents. Les parents donnaient en général des notes plus élevées, près de 60 % exprimant une satisfaction élevée, ce qui n’était le cas que d’un peu plus de 30 % des jeunes. La comparaison montre que la satisfaction des parents était significativement plus élevée que celle des jeunes (moyenne = 2,3 ; IC à 95 % 1,16 à 3,46 ; p < 0,001). L’écart entre la satisfaction des parents et celle des jeunes était plus grand dans le groupe MFT-AN (moyenne = 3,19 ; IC à 95 % 1,61 à 4,76, p < 0,0001) que dans le groupe FT-AN (moyenne = 1,39 ; IC à 95 % −0,26 à 3,04), mais cette différence entre groupes n’atteignait pas la signification statistique (p = 0,118).

Tableau 4 — Satisfaction à l’égard du traitement

Client Satisfaction Questionnaire : score de satisfaction, n (%) des jeunes et des parents, par groupe et au total.

8-20 (faible). FT-AN : jeunes 5 (6,0 %), parents 7 (8,4 %) ; MFT-AN : jeunes 8 (9,3 %), parents 5 (5,8 %) ; total : jeunes 14 (8,3 %), parents 12 (7,1 %).
21-26 (modéré). FT-AN : jeunes 19 (22,9 %), parents 13 (15,7 %) ; MFT-AN : jeunes 21 (24,4 %), parents 15 (17,4 %) ; total : jeunes 39 (23,1 %), parents 28 (16,5 %).
27-32 (élevé). FT-AN : jeunes 13 (15,7 %), parents 27 (32,5 %) ; MFT-AN : jeunes 13 (15,1 %), parents 29 (33,7 %) ; total : jeunes 26 (15,4 %), parents 56 (33,1 %).
Données manquantes. FT-AN : jeunes 46 (55,4 %), parents 36 (43,4 %) ; MFT-AN : jeunes 44 (51,2 %), parents 37 (43,0) ; total : jeunes 90 (53,3 %), parents 73 (43,2 %).

Discussion

Il s’agit du premier essai randomisé de thérapie multifamiliale dans l’anorexie mentale de l’adolescence. L’étude confirme les résultats d’études ouvertes plus petites qui montrent l’utilité de l’approche multifamiliale [32-35] et s’ajoute à l’ensemble des données attestant l’efficacité de la thérapie familiale dans le traitement des troubles des conduites alimentaires de l’adolescence [3-5]. Le principal résultat de l’étude est que, si les deux traitements ont produit des améliorations cliniquement significatives (un peu moins de 60 % de résultats bons ou intermédiaires en fin de traitement dans le groupe FT-AN et plus de 75 % dans le groupe MFT-AN), il existait une différence statistiquement significative entre les deux bras sur le critère principal en fin de traitement, 12 mois après l’inclusion. Au suivi (18 mois après l’inclusion), les changements étaient relativement faibles par rapport à la fin du traitement, mais la différence entre les deux traitements sur le critère principal était passée sous le seuil de signification statistique de 0,05. Des gains de poids significatifs s’accompagnaient d’améliorations de l’humeur et de la psychopathologie alimentaire, mais, parmi les critères secondaires, seul le %IMCm à 18 mois montrait une amélioration significativement plus grande avec la MFT-AN qu’avec la FT-AN. Environ la moitié des patientes en FT-AN et près de 60 % de celles en MFT-AN avaient retrouvé des règles. Huit jeunes présentaient quelques symptômes boulimiques en fin de traitement (dont une personne qui aurait reçu un diagnostic de boulimie) et, parmi ces huit, cinq présentaient encore ces symptômes à 18 mois. Ce n’est pas inhabituel : le tableau de l’anorexie mentale peut se modifier, soit temporairement dans le cadre du processus de rétablissement, soit sous la forme d’un passage d’un diagnostic d’anorexie mentale à un diagnostic de boulimie. Le nombre de jeunes développant des symptômes boulimiques dans cette étude (dans les deux bras) est relativement faible, mais nous présentons ces détails pour donner une image plus complète du processus de rétablissement.

Deux indicateurs montraient la bonne acceptabilité des deux traitements : des taux élevés d’adhésion au traitement (environ 90 % dans chaque bras) et des appréciations positives au Client Satisfaction Inventory en fin de traitement. Notre prédiction selon laquelle les familles suivant le traitement multifamilial seraient plus satisfaites que celles recevant la thérapie familiale simple n’a pas été confirmée, mais une différence est apparue entre les appréciations des parents et celles des jeunes dans les deux traitements : les parents exprimaient le plus souvent une satisfaction élevée, les jeunes plutôt une satisfaction modérée. Si l’interprétation des résultats de satisfaction appelle la prudence, compte tenu du faible nombre de questionnaires retournés, ces résultats concordent avec d’autres études de thérapie familiale de l’AN [52]. Le bon engagement dans le traitement ambulatoire se reflète aussi dans le fait que seuls 3 % des jeunes ont eu besoin d’une hospitalisation pendant la phase de traitement de l’étude (et moins de 7 % sur toute la durée de l’étude).

Plusieurs limites de l’étude doivent être mentionnées. L’échantillon recruté était proche de la taille requise par le calcul de puissance pour l’analyse principale. En revanche, le recueil des variables de résultat secondaires s’est révélé nettement plus faible que nous ne l’aurions souhaité, si bien que les comparaisons sur ces critères secondaires ont une puissance réduite et doivent être considérées avec prudence. Nos analyses ne tiennent pas compte non plus du fait que la MFT-AN était délivrée à des groupes de familles, faute d’avoir pu recueillir des informations suffisamment fiables pour l’intégrer à l’analyse. Toutefois, comme une partie seulement de la thérapie était délivrée en groupe, avec en général 3 à 4 familles de l’essai par groupe, et que les binômes de thérapeutes variaient d’un groupe à l’autre, nous ne nous attendons pas à ce que cela ajoute beaucoup de variabilité aux données. L’autre limite importante est que le financement de l’étude ne permettait qu’un suivi de six mois après la fin du traitement ; un suivi plus long serait nécessaire pour déterminer les résultats à plus long terme des deux traitements.

L’étude présente aussi plusieurs points forts. C’est actuellement l’un des plus grands ECR portant sur l’AN de l’adolescence et, en raison du nombre relativement faible d’exclusions (l’exclusion ne visant que les situations les plus graves, nécessitant une hospitalisation urgente, c’est-à-dire en dessous de 67 % de l’IMCm ou avec d’autres signes graves d’instabilité médicale), elle peut être considérée comme largement représentative de la population clinique étudiée. Le devis pragmatique de l’étude signifie que les traitements peuvent aussi être considérés comme représentatifs du type de traitement proposé dans les services spécialisés de proximité pour les TCA au Royaume-Uni. Par exemple, le recrutement des thérapeutes n’était pas propre à l’étude : l’ensemble des thérapeutes des services participants y prenait part, y compris les personnes en formation. Si les thérapeutes ont reçu une formation complémentaire et une supervision continue pour délivrer les traitements conformément aux manuels, cela ne diffère pas de ce que l’on attendrait de bons services qui disent proposer des traitements fondés sur les preuves.

Avant de tirer des conclusions de l’étude, le lectorat devra considérer plusieurs points. Premièrement, le devis de l’étude était tel que la quantité de traitement n’était pas entièrement fixée par le protocole : les équipes cliniques et les familles pouvaient décider de la fréquence des séances, ce qui a donné un temps de thérapie un peu plus important dans le bras MFT-AN de l’essai, et l’on pourrait soutenir que cela suffirait à expliquer les différences de résultats entre les bras de l’étude. Pour qu’il en soit ainsi, il faudrait supposer une relation directe et linéaire entre le temps de contact thérapeutique et le résultat, hypothèse problématique qui ne tient pas compte du fait que le changement ne se produit pas simplement dans le cadre des séances de thérapie, ni de ce qu’une fréquence accrue des séances peut, dans certains cas, freiner le changement en favorisant une dépendance à la thérapie. Dans le cas de la thérapie familiale, qui vise à mobiliser la famille comme ressource pour favoriser le changement, on soutient depuis longtemps que des séances moins fréquentes, en particulier aux étapes ultérieures du traitement, sont souvent plus efficaces que des rencontres très fréquentes, car elles encouragent la famille à s’appuyer sur ses propres ressources, ce qui concorde avec le cadre conceptuel de la FT-AN [53]. Il existe aussi des données empiriques issues des recherches de Lock et de son équipe [12, 15], qui ont comparé dans un ECR 10 et 20 séances de FT-AN sans trouver de différence de résultat global avec le nombre de séances le plus élevé, ce qui suggère qu’augmenter la « dose » de thérapie n’est peut-être pas en soi l’ingrédient clé du changement. On ne peut néanmoins exclure qu’au moins une partie des différences de résultats entre les deux bras de la présente étude tienne à un contact thérapeutique accru avec les familles.

Deuxièmement, la proportion de jeunes ayant bien répondu au traitement, comparée à celle des jeunes ayant eu un mauvais résultat, doit être considérée au regard de notre choix de critères de résultat. Les définitions de ce qui constitue un résultat positif dans l’anorexie mentale sont aussi variées que les termes employés pour le décrire (bon résultat, guérison, rémission, rémission partielle). Si presque toutes les classifications du résultat dans l’anorexie mentale utilisent un critère de poids comme élément clé de leur définition, celui-ci a beaucoup varié, de 85 % du poids attendu à 95 %, voire 100 %. Dans une certaine mesure, l’absence d’accord sur ce qui constitue un bon résultat reflète simplement la variabilité du poids chez les personnes en bonne santé et la variabilité du délai, une fois le poids sain atteint, avant la normalisation des fonctions physiques comme les règles et des aspects psychologiques comme les cognitions liées au trouble alimentaire. Si, dans le contexte clinique, nous pouvons tolérer l’incertitude sur l’état d’une personne suivie à un moment donné, la recherche exige des définitions claires, avec pour conséquence que certaines personnes seront mal classées. Le mérite de la définition que nous avons retenue est qu’elle a permis de différencier les résultats de différents traitements dans plusieurs études [6, 7] et, surtout, qu’elle prédit le résultat à long terme [14, 15]. Si elle ne permet pas une comparaison directe avec les études qui utilisent un critère de poids plus élevé pour définir la rémission, elle est aisément comparable aux définitions de la rémission partielle employées dans ces études [8, 54].

Les comparaisons avec les résultats d’autres études ne vont pourtant pas de soi. Même quand des définitions comparables du résultat sont utilisées, les résultats rapportés varient considérablement d’une étude à l’autre [8, 11, 56]. Plusieurs raisons l’expliquent probablement, dont des différences démographiques, des méthodes de recrutement et, peut-être surtout, des différences d’organisation des soins entre pays. Ainsi, les ECR ambulatoires britanniques ont généralement inclus des échantillons à 75-78 % de l’IMCm en moyenne à l’inclusion [10, 38, 55], alors que dans les études américaines et australiennes les poids à l’inclusion tendent à être plus élevés, entre 82 et 86 % de l’IMCm en moyenne [8, 11, 12, 48, 56]. Cette différence tient d’abord à la façon dont les hospitalisations sont utilisées dans le traitement de l’anorexie mentale selon les pays. Aux États-Unis, les études ambulatoires écartent généralement les jeunes en dessous de 75 % (une inclusion restant possible après une brève hospitalisation destinée à faire remonter le poids au-dessus de ce seuil), tandis que les études ambulatoires britanniques ont généralement inclus des jeunes de poids plus faible (l’hospitalisation n’intervenant qu’en présence d’autres critères d’instabilité médicale). De même, dans les études américaines et australiennes, le nombre d’hospitalisations pendant les essais tend à être plus élevé qu’au Royaume-Uni, même si ces hospitalisations sont en général très brèves. Dans les études britanniques, les hospitalisations sont le plus souvent moins fréquentes mais tendent à être plus longues. Nous ne savons pas quel effet ces différences peuvent avoir sur le processus de rétablissement et sur le poids atteint en fin de traitement, ce qui non seulement rend difficile la comparaison avec d’autres études, mais limite aussi la généralisation des résultats d’un contexte de soins à un autre [57].

Le résultat du traitement est aussi probablement influencé par d’autres facteurs, comme la durée de la maladie [58]. La durée de la maladie dans la présente étude est comparable à celle de la plupart des ECR publiés sur l’AN de l’adolescence et concorde aussi avec la recherche menée à l’échelle des services au Royaume-Uni [57, 59]. Une étude récente en Allemagne a toutefois montré que la durée de la maladie avant le premier traitement de jeunes ayant une AN, dans plusieurs cadres de traitement différents, était presque deux à trois fois plus longue [60], ce qui souligne à nouveau la nécessité de prudence dans la généralisation des résultats d’un système de soins à l’autre.

Conclusions

Les résultats des deux traitements de la présente étude, mais surtout ceux du bras MFT-AN, soutiennent bien la comparaison avec d’autres ECR menés à l’adolescence, compte tenu en particulier du faible poids des personnes participantes à l’inclusion. Toutefois, au vu des réserves exposées plus haut et du fait qu’il s’agit encore du seul ECR de MFT-AN, nos conclusions restent prudentes. De plus, l’étude soulève inévitablement de nombreuses questions nouvelles. Dans cette étude, le bras MFT-AN combinait séances familiales simples et séances multifamiliales, reflétant la façon dont la MFT-AN a été développée à l’hôpital Maudsley. D’autres services ont depuis appliqué le modèle de MFT de différentes façons, en utilisant la MFT-AN comme traitement ambulatoire autonome [32, 34, 36] ou dans le cadre d’un hôpital de jour [33] ou d’une hospitalisation complète [61]. Notre étude n’incluait que des jeunes ayant un diagnostic d’AN ou de TCA-NS restrictif (reflétant là encore la pratique clinique actuelle du service Maudsley), alors que d’autres équipes ont utilisé les interventions multifamiliales avec des groupes mêlant différents diagnostics de TCA. Dans un article récent [62], nous avons décrit une MFT destinée spécifiquement aux jeunes souffrant de boulimie, moins intensive que la MFT-AN et intégrant des composantes de TCC et de TCD. La présente étude montre que la combinaison particulière d’une MFT-AN intensive avec des rencontres continues de FT-AN simple et de MFT-AN améliore les résultats en fin de traitement par rapport à la FT-AN, et elle souligne les bénéfices qu’il y a à réunir des groupes de familles, ressource thérapeutique potentiellement puissante. Beaucoup de recherches restent toutefois nécessaires pour déterminer comment utiliser au mieux cette ressource dans différents contextes cliniques et avec différents groupes cliniques de TCA.

Abréviations

%IMCm : pourcentage de l’IMC médian (%mBMI)
AN : anorexie mentale
BDI : inventaire de dépression de Beck
IMC : indice de masse corporelle (BMI)
BN : boulimie
TCC : thérapie cognitivo-comportementale
IC : intervalle de confiance
CSQ : Client Satisfaction Questionnaire
TCD : thérapie comportementale dialectique
DSM : Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux
ECI : Experience of Caregiving Inventory
TCA : trouble des conduites alimentaires (ED)
TCA-NS : trouble des conduites alimentaires non spécifié (EDNOS)
EDE : Eating Disorder Examination
FBT : Family Based Treatment, traitement fondé sur la famille
FT : thérapie familiale
MFT : thérapie multifamiliale
MR : échelle de Morgan Russell
TOC : trouble obsessionnel compulsif
RC : rapport de cotes (OR)
ECR : essai contrôlé randomisé
RSE : échelle d’estime de soi de Rosenberg

Complexe Systémique : à retenir

Ce qui frappe d’abord, c’est que les deux bras réussissent : la thérapie familiale centrée sur l’anorexie reste une base solide, même avec des jeunes très dénutris à l’entrée. Le dispositif multifamilial ajoute pourtant un gain net en fin de traitement, qui se tasse au suivi. Pour une lecture systémique, l’intérêt est dans le mécanisme proposé : sortir les familles de l’isolement et de la honte, les laisser apprendre les unes des autres, observer d’autres parents aux prises avec la même peur de manger, et faire du groupe une ressource plutôt qu’un public. Deux réserves invitent à la prudence. Le bras multifamilial a reçu un peu plus de temps thérapeutique, et l’équipe discute franchement cet effet de « dose » ; la moitié des données secondaires manquent. L’écart de satisfaction entre parents et jeunes, plus marqué en multifamilial, mérite aussi l’attention des équipes cliniques : ce qui soulage les parents n’est pas toujours vécu de la même façon par la personne adolescente. À lire avec l’article sur l’expérience des patientes et des familles en thérapie multifamiliale, et avec la revue de portée sur la thérapie multifamiliale des troubles alimentaires.

Notes de l’original

¹ Diverses appellations ont été employées pour la thérapie familiale centrée sur les troubles des conduites alimentaires, dont thérapie familiale de Maudsley, thérapie selon le modèle de Maudsley et, ces dernières années, le plus souvent Family Based Treatment ou FBT. Nous avons soutenu [19] que ces termes sont trompeurs, car ils laissent entendre un modèle de traitement théoriquement distinct, et non un traitement qui partage un cadre théorique avec d’autres thérapies systémiques tout en se centrant spécifiquement sur le traitement d’un trouble des conduites alimentaires (exactement comme la « TCC centrée sur l’anxiété » ou la « TCC centrée sur le trauma » sont toutes deux des formes de TCC). Le terme FBT est aussi ambigu, car il sert tantôt à désigner uniquement les traitements qui suivent un manuel précis [63], tantôt l’ensemble des études utilisant une thérapie familiale centrée sur les troubles des conduites alimentaires. Notre emploi du terme FT-AN souligne qu’il s’agit d’un traitement qui s’appuie sur la théorie des systèmes familiaux et utilise un large éventail de techniques d’intervention de la thérapie familiale, sa spécificité tenant à son centrage sur le traitement d’un trouble des conduites alimentaires [64].

² Alors que la plupart des études menées à l’adolescence ont fixé l’âge limite supérieur à 18 ans, nous avons décidé d’inclure une tranche d’âge plus large, pour deux raisons principales. D’abord, 18 ans est une limite arbitraire, qui reflète certains changements du statut juridique d’une personne jeune mais ne correspond certainement pas à une frontière sociale ou biologique de maturation entre adolescence et âge adulte. Ensuite, on reconnaît de plus en plus que les transitions entre services pour adolescents et services pour adultes doivent être plus souples, et nous voulions donc nous assurer que nos résultats seraient applicables au-delà de la frontière étroitement définie entre services.

Remerciements. L’équipe remercie l’ensemble des thérapeutes et des membres de l’équipe de recherche de l’étude et, tout particulièrement, les jeunes et leurs familles pour leur participation. I. Eisler, J. Hodsoll, S. Landau, U. Schmidt et J. Treasure ont reçu un soutien salarial du NIHR Biomedical Research Centre for Mental Health, du South London and Maudsley NHS Foundation Trust et de l’Institute of Psychiatry, Psychology and Neuroscience du King’s College London.

Financement. L’équipe remercie la Health Foundation (anciennement PPP Foundation) pour la subvention qui a financé l’étude.

Disponibilité des données et du matériel. Les demandes de données doivent être adressées à la personne responsable de la correspondance et seront examinées par un sous-groupe de l’équipe de l’essai. Tout partage de données nécessiterait un accord de partage de données et serait soumis à une approbation éthique.

Contributions. IE, MS, SL, US et JT ont assuré la conception et le devis d’ensemble de l’étude et la rédaction de la demande de subvention. IE a assuré la gestion d’ensemble de l’essai et sa mise en œuvre dans tous les centres ; GE, US, IY, PH, MB et FC ont assuré le recrutement et la gestion de l’étude sur chaque site. EA et IE ont assuré la formation des thérapeutes. SL et JH ont été responsables du plan d’analyse statistique et de l’analyse des données. IE et JH ont rédigé le manuscrit, et l’ensemble des signataires y ont contribué et ont approuvé le manuscrit final.

Liens d’intérêts. L’équipe de recherche déclare n’avoir aucun lien d’intérêts.

Consentement à la publication. L’article ne contient aucune donnée permettant d’identifier une personne.

Approbation éthique et consentement à participer. L’approbation éthique de l’étude a été donnée par le comité de l’UK Integrated Research Approval System (04/MREC/022), et les personnes participantes ont donné leur consentement éclairé écrit. Pour les moins de 16 ans, le consentement a été obtenu auprès des parents ou des titulaires de l’autorité parentale.

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Traduction non officielle en français de Un essai pragmatique randomisé multicentrique de thérapie multifamiliale et de thérapie familiale dans l’anorexie mentale de l’adolescence, par Ivan Eisler, Mima Simic, John Hodsoll, Eia Asen, Mark Berelowitz, Frances Connan, Gladys Ellis, Pippa Hugo, Ulrike Schmidt, Janet Treasure, Irene Yi et Sabine Landau, BMC Psychiatry, vol. 16, article 422 (2016), doi : 10.1186/s12888-016-1129-6, sous licence CC BY 4.0. Traduction et mise en page : Complexe Systémique, septembre 2026 — l’œuvre a été modifiée au sens de la licence (tableaux présentés en listes). Ni les auteurs ni l’éditeur ne répondent de cette traduction ; la version originale fait foi.

Traduction française non officielle de « A pragmatic randomised multi-centre trial of multifamily and single family therapy for adolescent anorexia nervosa », publié dans BMC Psychiatry (2016) sous licence CC BY 4.0. Traduction réalisée par Complexe Systémique, elle n’émane ni des auteurs ni de l’éditeur, qui ne répondent pas de son contenu ; la version originale fait foi.

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Comment citer cet article

Eisler, I., Simic, M., Hodsoll, J., Asen, E., Berelowitz, M., Connan, F., Ellis, G., Hugo, P., Schmidt, U., Treasure, J., Yi, I., et Landau, S. (2016). Un essai pragmatique randomisé multicentrique de thérapie multifamiliale et de thérapie familiale dans l’anorexie mentale de l’adolescence (Complexe Systémique, trad.). Complexe Systémique. https://app.complexe-systemique.com/fr_FR/articles/un-essai-pragmatique-randomise-multicentrique-de-therapie-multifamiliale-et-de-therapie (Œuvre originale publiée en 2016 dans BMC Psychiatry, 16, 422 (2016) ; republiée en 2016 par BMC Psychiatry, https://bmcpsychiatry.biomedcentral.com/articles/10.1186/s12888-016-1129-6)

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Un essai pragmatique randomisé multicentrique de thérapie multifamiliale et de thérapie familiale dans l’anorexie mentale de l’adolescence

Contexte

Méthode

Personnes participantes et contexte de l’étude