Publié le 12 août 2026, mis à jour le 18 septembre 2026
EMDR et troubles de l’usage de substances : que vaut le signal sur le craving ?
L’essentiel
Une revue systématique avec méta-analyse publiée le 17 septembre 2025 dans Frontiers in Psychiatry agrège 14 études, 327 patients traités par EMDR et 322 témoins. Le craving diminue avec une taille d’effet modérée, g = 0,55 [0,40 ; 0,70], pour une hétérogénéité rapportée à I² = 35 %, estimation portée par 22 tailles d’effet issues de 9 des 14 études. Les symptômes de stress post-traumatique (g = 0,69), dépressifs (g = 0,64) et anxieux (g = 0,72) vont dans le même sens, mais chacun de ces trois résultats repose sur quatre à cinq tailles d’effet seulement, provenant de trois à cinq études qui se recouvrent largement. La sévérité de l’addiction, elle, ne bouge pas : g = 0,14 [-0,20 ; 0,48], non significatif. Ces chiffres reposent sur un corpus dont les auteurs décrivent eux mêmes la fragilité. Sur les onze essais randomisés évalués par RoB 2.0, sept sont classés à haut risque de biais, deux à risque intermédiaire, deux seulement à faible risque ; l’unique essai randomisé en plan croisé est également à haut risque, et les deux études non randomisées ressortent à risque sérieux. Le test d’Egger est significatif pour le craving (p = 0,024), c’est à dire précisément sur le critère qui porte l’intérêt clinique du travail. Les comparateurs sont hétérogènes, soins usuels, procédure sham, remémoration seule, absence de traitement ou thérapie cognitivo-comportementale seule selon l’essai. Le type de comparateur a bien été testé comme modérateur, sans différence retrouvée entre témoins actifs et passifs, mais cette comparaison porte sur des études entières et non sur des patients répartis au hasard. Aucune synthèse quantitative du suivi prolongé n’a pu être conduite, faute d’un nombre suffisant d’études le rapportant. Ce que documente ce travail, c’est un signal convergent sur des données faibles. La lecture prudente est celle d’un adjuvant plausible chez le patient dépendant porteur d’une histoire traumatique, pas celle d’une validation de l’EMDR dans les addictions.
Le contexte
La comorbidité entre trouble de l’usage de substances et psychotraumatisme est une banalité de consultation. Chez un patient alcoolodépendant, la question de savoir si l’on traite d’abord l’addiction, d’abord le trauma, ou les deux ensemble, se pose à peu près à chaque prise en charge un peu longue, et elle se pose souvent sans réponse claire. La position historique, prudente, consistait à stabiliser la consommation avant d’ouvrir un travail sur le trauma, au motif que la reviviscence peut déclencher une reprise. Cette position n’a jamais reposé sur des essais solides, mais sur une expérience clinique et une crainte raisonnable.
L’EMDR occupe dans ce paysage une place particulière. C’est une psychothérapie structurée, largement diffusée, dont la place dans l’état de stress post-traumatique est reconnue. Son extension aux conduites addictives, elle, relève d’un pari théorique : si le craving est en partie une réponse conditionnée à des souvenirs et à des états émotionnels chargés, alors un travail de retraitement des souvenirs pourrait en atténuer l’intensité. L’idée est séduisante, ce qui est exactement la raison pour laquelle elle mérite d’être examinée avec sévérité.
Le travail analysé ici s’inscrit dans cette question. Il ne demande pas si l’EMDR traite l’addiction, il demande sur quelles dimensions du tableau clinique l’EMDR déplace quelque chose lorsqu’il est proposé à des patients ayant un trouble de l’usage de substances. La distinction n’est pas rhétorique. Un traitement qui réduit le craving et l’intensité émotionnelle sans modifier la sévérité du trouble n’a pas la même place dans une stratégie de soin qu’un traitement de fond, et ne se prescrit pas dans les mêmes termes à un patient.
Le point de méthode
Ce qu’un g agrégé dit, et ce qu’il ne dit pas
Deux éléments de méthode conditionnent la lecture de tous les chiffres qui suivent, et ils sont l’un et l’autre faciles à survoler.
Le premier tient aux comparateurs. Les essais inclus n’opposent pas l’EMDR à la même chose : selon l’étude, le groupe témoin reçoit les soins usuels, une procédure sham, une simple remémoration, aucun traitement, ou une thérapie cognitivo-comportementale seule. Aucune liste d’attente ne figure parmi les études retenues, contrairement à ce que laissaient attendre les critères d’éligibilité. Ces conditions ne mesurent pas le même objet. Un effet obtenu contre absence de traitement intègre tout ce qu’apporte le simple fait d’être pris en charge, l’attention clinique, l’attente d’un bénéfice, le temps passé. Un effet obtenu en ajout d’une thérapie cognitivo-comportementale conduite correctement mesure autre chose, un apport propre sur un traitement actif, ce qui est une exigence bien plus lourde. Les auteurs ont testé la question, et c’est à leur crédit : le type de comparateur, actif contre passif, ne modère pas l’effet sur le craving, bêta = 0,008 [-0,299 ; 0,315], p = 0,958. Ce résultat nul ne vaut pourtant pas équivalence. Il porte sur neuf études entières et non sur des patients répartis au hasard, sa puissance est très faible, et une seule des quatorze études compare l’EMDR ajouté à une psychothérapie addictologique contre cette psychothérapie seule. Le g = 0,55 reste donc une moyenne de situations de comparaison différentes.
Le second tient à la nature des tailles d’effet. Elles sont rapportées en Hedges’ g, calculées sur la différence des scores de changement entre le groupe traité et le groupe témoin, selon les recommandations du manuel Cochrane, avec une convention conservatrice lorsque les écarts types du changement manquaient, la corrélation entre mesure initiale et mesure finale ayant alors été fixée à zéro. Deux conséquences. La première rassure : l’estimation est bien une comparaison entre groupes, et non une évolution intra-groupe brute, de sorte que l’écoulement du temps, la régression vers la moyenne et l’effet propre du sevrage en cours pèsent dans les deux bras et se soustraient en grande partie. La seconde appelle à la prudence : plusieurs estimations ont été reconstruites à partir de données incomplètes, ce qui élargit les intervalles de confiance plutôt qu’il ne les rétrécit, et le choix de partir des scores de changement plutôt que des moyennes après traitement, revendiqué par les auteurs comme un progrès sur les méta-analyses antérieures, rend les valeurs difficilement comparables terme à terme avec celles déjà publiées.
L’étude en un coup d’œil
| Question (PICO) | |
|---|---|
| Population | |
| Adultes présentant un trouble de l’usage de substances : alcool, autres drogues, nicotine. 327 participants dans les groupes EMDR, 322 dans les groupes témoins. Quatre études sur quatorze incluaient des participants exposés à un traumatisme ou porteurs d’un état de stress post-traumatique. Aucune étude chez l’enfant ou l’adolescent. | |
| Intervention | |
| EMDR sous trois formes : centré sur l’addiction dans neuf études, centré sur le trauma dans quatre, mixte dans une. De 1 à 12 séances, 50 à 90 minutes par séance, une à deux fois par semaine. | |
| Comparateur | |
| Hétérogène selon l’essai : soins usuels, procédure sham, remémoration seule, absence de traitement, thérapie cognitivo-comportementale seule. Aucune liste d’attente parmi les études retenues. Le caractère actif ou passif du comparateur a été testé comme modérateur du craving, sans différence retrouvée. | |
| Critères de jugement | |
| Craving, sévérité de l’addiction, symptômes de stress post-traumatique, symptômes dépressifs, symptômes anxieux. Tailles d’effet en Hedges’ g, calculées sur la différence des scores de changement entre groupes. | |
| Design | |
| Revue systématique avec méta-analyse à effets aléatoires, estimation par maximum de vraisemblance restreint. 14 études incluses : onze essais randomisés, un essai randomisé en plan croisé, deux études quasi expérimentales. 22 tailles d’effet pour le craving. Enregistrement PROSPERO CRD420251070837, conduite déclarée conforme à PRISMA avec liste de contrôle fournie en matériel supplémentaire, sept bases bibliographiques interrogées et une base de thèses. Risque de biais évalué par RoB 2.0 et ROBINS-I. Méta-régression et analyses en sous-groupes. |
Le contrôle de qualité
| Critère | Statut |
|---|---|
| Enregistrement et conduite de la revue | Solide |
| ConstatProtocole enregistré sur PROSPERO sous le numéro CRD420251070837, référentiel PRISMA revendiqué et liste de contrôle PRISMA 2020 complétée fournie en matériel supplémentaire, sept bases bibliographiques interrogées, complétées par une base de thèses et de mémoires pour la littérature grise. La date d’enregistrement ne figure pas dans la publication : le caractère prospectif de l’enregistrement ne peut pas être établi sur ce document, même si le rapport de limitations, qui signale des critères prévus au protocole et non analysables faute de données, va dans ce sens. | |
| Évaluation du risque de biais | Solide |
| ConstatOutils adaptés à chaque plan d’étude : RoB 2.0 pour les essais randomisés, sa version pour plans croisés pour l’essai concerné, ROBINS-I pour les études non randomisées. Les tableaux domaine par domaine sont publiés en matériel supplémentaire. L’évaluation est faite sérieusement, et c’est elle qui révèle la faiblesse du corpus. | |
| Appareil statistique | Solide |
| ConstatModèle à effets aléatoires, intervalles de confiance, indices d’hétérogénéité I², tau carré et H carré, méta-régression, analyses en sous-groupes, test d’Egger, test de Kendall, nombre d’études nulles nécessaire pour annuler le résultat, analyses d’influence par résidus standardisés, DFFITS et distance de Cook. | |
| Qualité des études primaires | Faiblesse |
| ConstatSept des onze essais randomisés évalués sont à haut risque de biais, deux à risque intermédiaire, deux à faible risque. L’essai en plan croisé est à haut risque. Les deux études non randomisées ressortent à risque sérieux. Les domaines en cause concernent la randomisation, les données manquantes et la sélection du résultat rapporté. Seul le domaine de la mesure du critère est jugé à faible risque dans les onze essais randomisés. | |
| Biais de publication | Réserve |
| ConstatTest d’Egger significatif pour le craving (p = 0,024) et pour le stress post-traumatique (p = 0,029), test de Kendall non significatif dans les deux cas. Le nombre d’études nulles qu’il faudrait pour annuler le résultat est élevé sur le craving (654), beaucoup plus modeste sur les autres domaines (44 pour le stress post-traumatique, 15 pour la dépression, 17 pour l’anxiété), ce qui rassure partiellement sans lever l’asymétrie observée. | |
| Horizon temporel | Non synthétisé |
| ConstatLes effets agrégés sont des effets de fin de traitement. Trop peu d’études rapportent un suivi pour qu’une synthèse quantitative ait pu être conduite, et la rechute comme l’adhésion au traitement, prévues au protocole, n’ont pas pu être analysées faute de données. La durabilité du bénéfice n’est donc ni établie ni exclue. | |
Les résultats
| Critère | Résultat rapporté |
|---|---|
| Craving | g = 0,55 [0,40 ; 0,70], I² = 35 %, 22 tailles d’effet, 9 études |
| Lecture PEBEffet modéré, significatif, avec une hétérogénéité modeste pour un corpus aussi disparate. C’est le résultat porteur du travail, et c’est aussi celui sur lequel pèse le signal de biais de publication. Une nuance compte : plusieurs études contribuent trois ou quatre tailles d’effet issues du même échantillon, ce qui introduit une dépendance entre estimations dont le modèle utilisé ne rend pas compte, et resserre artificiellement l’intervalle. | |
| Symptômes de stress post-traumatique | g = 0,69 [0,36 ; 1,02], I² = 20 %, 5 tailles d’effet, 4 études |
| Lecture PEBLe domaine où l’EMDR est le mieux établi par ailleurs. Un effet dans ce registre chez des patients addicts est cohérent, il ne constitue pas une découverte et ne valide pas à lui seul l’extension aux conduites addictives. L’estimation est surtout fragile : sa valeur la plus élevée, g = 2,01 [0,62 ; 3,40], provient d’un essai pilote de douze patients, tandis que le plus grand essai du lot, seul à utiliser une échelle administrée par un clinicien, donne la valeur la plus basse, g = 0,45 [0,05 ; 0,84]. Une des cinq tailles d’effet mesure par ailleurs la dissociation et non la sévérité du stress post-traumatique. | |
| Symptômes dépressifs et anxieux | g = 0,64 [0,25 ; 1,03] et g = 0,72 [0,35 ; 1,10] |
| Lecture PEBEffets de même ordre, reposant sur quatre tailles d’effet chacun, issues de quatre études pour la dépression et de trois pour l’anxiété. Ce sont pour l’essentiel les mêmes études que pour le stress post-traumatique, et ces dimensions sont fortement corrélées entre elles : il ne s’agit pas de résultats indépendants qui se confirmeraient mutuellement, mais très probablement de plusieurs mesures d’une même amélioration émotionnelle, chez la fraction du corpus sélectionnée sur la comorbidité traumatique. | |
| Sévérité de l’addiction | g = 0,14 [-0,20 ; 0,48], non significatif, I² = 51 % |
| Lecture PEBAucune différence démontrée. Cela ne prouve pas l’absence de tout effet : le critère repose sur quatre tailles d’effet issues de trois études seulement, la puissance correspondante est faible et l’hétérogénéité modérée. Mais en l’état, rien n’autorise à dire que l’EMDR modifie la sévérité du trouble. | |
| Modérateur, population | Alcool supérieur aux fumeurs, bêta = 0,387 [0,117 ; 0,657], p = 0,005 |
| Lecture PEBComparaison entre études et non entre patients randomisés. Une méta-régression de ce type génère une hypothèse, elle ne l’établit pas : les essais dans l’alcool et ceux dans le tabac diffèrent aussi par leur population, leur intensité de prise en charge et leur qualité méthodologique. Les auteurs avancent d’ailleurs eux mêmes une explication simple, que les fumeurs inclus n’avaient pas de diagnostic de dépendance à la nicotine et partaient donc d’un niveau de craving plus bas. Le groupe des autres substances, lui, ne se distingue pas des fumeurs, bêta = -0,178 [-0,955 ; 0,600], p = 0,655. | |
Un point mérite d’être posé franchement, parce qu’il commande la lecture de l’ensemble : la dissociation entre le craving, qui bouge, et la sévérité de l’addiction, qui ne bouge pas. Deux interprétations sont possibles et les données disponibles ne permettent pas de choisir. Soit l’EMDR agit réellement sur la charge émotionnelle et sur l’envie de consommer sans que cela se traduise, à ce terme, par une modification du comportement de consommation. Soit les échelles de craving, plus subjectives, plus sensibles à l’attente d’un bénéfice et souvent recueillies en ouvert, captent une amélioration que les mesures de sévérité, plus ancrées dans le comportement observable, ne confirment pas. La seconde hypothèse est d’autant moins écartable que sept essais sur onze sont à haut risque de biais, avec notamment des problèmes de données manquantes et de sélection du résultat rapporté. Dans un essai de psychothérapie, l’aveugle du patient est structurellement impossible, et ce sont précisément les critères auto-rapportés qui en souffrent le plus. Il faut ajouter que les deux ensembles d’études ne se recouvrent qu’en partie : le craving est documenté par neuf études, la sévérité par trois, et rien ne garantit que les mêmes patients aient été suivis sur les deux registres.
Lecture critique
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Qualité des études primaires | Faiblesse majeure |
| Lecture PEBUne méta-analyse ne corrige pas le biais de ses sources, elle en resserre l’intervalle de confiance. Agréger sept essais à haut risque produit une estimation plus précise, pas une estimation plus juste. Un élément va toutefois à décharge : sur le craving, l’estimation restreinte aux essais randomisés est plus élevée que celle des plans croisés et quasi expérimentaux, g = 0,67 [0,46 ; 0,88] contre g = 0,38 [0,20 ; 0,55]. Le gradient ne va donc pas dans le sens d’un effet fabriqué par les plans les plus faibles. Il reste que les essais randomisés eux mêmes sont majoritairement à haut risque de biais, ce qui limite la portée de cette comparaison. | |
| Hétérogénéité des comparateurs | Réserve forte |
| Lecture PEBSoins usuels, procédure sham, remémoration seule, absence de traitement et thérapie cognitivo-comportementale seule ne posent pas la même question. L’analyse existe et ne trouve rien, le caractère actif ou passif du comparateur ne modère pas l’effet sur le craving (bêta = 0,008 [-0,299 ; 0,315], p = 0,958). Mais un test de modération nul sur neuf études n’établit pas l’équivalence, et une seule étude du corpus compare l’EMDR ajouté à une psychothérapie addictologique contre cette psychothérapie seule. La différence entre « mieux que rien » et « mieux que ce que je fais déjà » n’est donc pas tranchée. | |
| Biais de publication | Réserve |
| Lecture PEBUne asymétrie significative au test d’Egger sur le craving, sur un champ où les essais sont petits et souvent conduits par des équipes engagées dans la méthode, oriente vers une surestimation de l’effet publié. Le test de Kendall négatif et le nombre élevé d’études nulles nécessaires pour annuler le résultat atténuent la conclusion sans l’annuler. Sur le stress post-traumatique, l’asymétrie est également significative, avec cette fois un nombre d’études nulles nécessaires beaucoup plus faible. | |
| Sévérité de l’addiction non modifiée | Non conclusif |
| Lecture PEBAbsence de démonstration, ce qui n’est pas une démonstration d’absence : quatre tailles d’effet, trois études, une hétérogénéité modérée, donc une puissance faible. Il reste que le seul critère qui décrit le comportement de consommation lui même est aussi le seul qui ne bouge pas, et cette asymétrie doit peser dans l’interprétation. | |
| Suivi à long terme | Absence de synthèse |
| Lecture PEBEn addictologie, un bénéfice sans suivi prolongé ne dit rien de l’essentiel. Aucune synthèse quantitative du suivi n’a pu être conduite, trop peu d’études le rapportant, et la rechute comme l’adhésion au traitement n’ont pas pu être analysées faute de données. Les rares observations citées divergent : un essai rapporte un bénéfice maintenu à un mois et une rechute moins fréquente à six mois, un autre observe la disparition complète du gain sur le craving en un mois. Ce n’est pas un silence, c’est une donnée insuffisante et discordante, ce qui n’autorise aucune promesse de durabilité. | |
| Indépendance et transparence | Satisfaisant |
| Lecture PEBFinancement public : Korea Institute of Oriental Medicine (KSN2313022) et projet Korea Health Technology R&D via le Korea Health Industry Development Institute, ministère de la Santé et du Bien être de la République de Corée (RS-2023-KH138802). Les auteurs déclarent l’absence de relation commerciale ou financière constitutive d’un conflit d’intérêts. Un usage d’intelligence artificielle générative pour l’édition linguistique est déclaré, ce qui est transparent et n’engage pas les analyses. Le premier auteur a par ailleurs publié une méta-analyse antérieure favorable à l’EMDR dans la dépression, citée dans la bibliographie de ce travail : le biais d’allégeance, constant lorsqu’une équipe évalue une méthode qui constitue sa ligne de recherche, mérite d’être gardé en tête, sans qu’aucun élément déclaré ne le documente ici. | |
| Cohérence interne du décompte | Incohérences internes |
| Lecture PEBLe décompte a été reconstitué sur la publication et sur son matériel supplémentaire, et il comporte des flottements. Le texte attribue les 22 tailles d’effet sur le craving à 14 études, quand la figure correspondante n’en fait apparaître que 9. Une des quatorze études retenues, datée de 2012, ne contribue à aucune des cinq analyses rapportées, ne porte aucun numéro de référence dans le tableau descriptif, et l’entrée bibliographique qui lui correspond est listée sous un autre premier auteur. Enfin, les effectifs du diagramme de sélection ne s’additionnent pas : 704 références moins 621 doublons donnent 83 et non les 76 rapportées, et 76 moins 47 exclusions donnent 29 et non les 28 retenues pour lecture intégrale. Ces écarts ne modifient pas les estimations, ils pèsent sur la confiance accordée au soin apporté au rapport. À l’inverse, la somme des effectifs étude par étude concorde exactement avec les 327 et 322 participants annoncés. | |
Et en France ?
L’EMDR est disponible et pratiquée en France, avec un réseau de praticiens formés qui rend l’orientation réellement possible dans la plupart des régions, ce qui n’est pas le cas de toutes les psychothérapies structurées. Sa place dans la prise en charge de l’état de stress post-traumatique est reconnue et ne se discute pas ici. Son statut dans les troubles de l’usage de substances est d’une autre nature : il reste exploratoire, et ce travail ne le fait pas changer de catégorie. Nous nous en tenons au raisonnement clinique et ne paraphrasons ici aucune recommandation française, dont le texte exact doit être consulté à la source avant toute citation.
En pratique de ville, la situation concernée est étroite et identifiable : un patient suivi pour une dépendance, dont l’histoire comporte un traumatisme actif, chez qui les reviviscences, l’hypervigilance ou l’évitement entretiennent visiblement la consommation, et dont la prise en charge addictologique de référence est déjà en place. C’est d’ailleurs très exactement le profil des quelques études qui portent les résultats sur les symptômes émotionnels. Chez ce patient là, orienter vers un travail EMDR est défendable, à condition de nommer ce que l’on en attend. On peut espérer une amélioration du registre post-traumatique, dépressif et anxieux, avec une réduction possible de l’intensité du craving. On n’a aucun argument pour promettre une réduction de la sévérité du trouble addictif, et aucun pour promettre un bénéfice qui tienne dans la durée.
La conséquence tient en une phrase : l’EMDR ne se substitue à rien. Ni au traitement médicamenteux de la dépendance quand il est indiqué, ni au suivi addictologique, ni aux interventions psychosociales dont l’effet est mieux documenté. Le positionner comme adjuvant est cohérent avec les données disponibles. Le positionner comme alternative ne l’est pas, et ce glissement est le risque principal que porte la lecture rapide de cette méta-analyse.
Niveau de preuve
Appréciation PEB : la confiance est élevée sur la conduite de la revue elle même. La question a été enregistrée sur un registre public, la recherche est large, le risque de biais a été évalué avec les outils adaptés à chaque plan, l’appareil statistique est complet, y compris dans son exploration du biais de publication et dans le test des modérateurs les plus utiles au clinicien. Les auteurs reconnaissent la faiblesse de leur corpus et l’insuffisance des données de suivi, et ne durcissent pas leur conclusion. C’est une méta-analyse honnête sur une littérature médiocre, dont le rapport comporte cependant plusieurs incohérences de décompte.
La confiance est basse, en revanche, sur les tailles d’effet elles mêmes. Un g de 0,55 issu d’un ensemble où sept essais randomisés sur onze sont à haut risque de biais, avec une asymétrie de publication significative sur ce critère précis, des comparateurs qui ne se recouvrent pas et plusieurs estimations dépendantes tirées d’un même échantillon, ne se lit pas comme un effet établi. Il se lit comme une estimation dont l’intervalle de confiance décrit la précision de l’agrégation, pas l’incertitude réelle sur la grandeur du phénomène. Trois situations doivent être distinguées et le sont rarement. Sur la durabilité et sur la rechute, il n’y a pas de synthèse : quelques essais rapportent un suivi, leurs résultats divergent, et le nombre était trop faible pour agréger. Sur la comparaison à un traitement actif, l’analyse existe et ne trouve rien, mais elle porte sur des études entières et sa puissance est trop faible pour conclure à l’équivalence. Sur la sévérité de l’addiction, l’analyse existe, elle est négative, et elle repose sur trois études. Absence de synthèse, analyse non concluante et résultat négatif ne se rapportent pas dans les mêmes termes.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« Donc l’EMDR fait baisser le craving mais pas la sévérité de l’addiction, sur des essais dont la majorité est à haut risque de biais, contre des témoins qui vont des soins usuels à une procédure sham, et sans suivi qu’on ait pu agréger. Ce n’est pas rien, mais ça ne me dit pas si c’est mieux que ce que je fais déjà. J’y penserai chez mes patients qui ont un trauma actif, ce que je faisais de toute façon. »
Traduction pour la pratique : le travail conforte une intuition clinique existante et lui donne une assise chiffrée, sans autoriser à modifier une stratégie de prise en charge ni à déplacer l’EMDR du statut d’adjuvant vers celui de traitement de la dépendance.
Ce que vous pouvez en faire dès lundi matin
- Chez un patient dépendant avec traumatisme actif, une orientation vers l’EMDR reste défendable en complément d’une prise en charge addictologique déjà en place, jamais à sa place.
- Formulez l’objectif avec le patient dans les termes que soutiennent les données : réduction attendue des reviviscences, de l’anxiété et de la charge dépressive, possible atténuation du craving, aucune promesse sur la consommation elle même.
- Ne présentez pas cet effet comme durable : le suivi n’a pas pu être synthétisé et les rares données disponibles vont dans les deux sens, jusqu’à la disparition complète du gain sur le craving en un mois dans un essai.
- Si une thérapie cognitivo-comportementale addictologique est déjà en cours et fonctionne, ce travail ne fournit aucun argument pour la remplacer par de l’EMDR : une seule étude du corpus teste l’EMDR ajouté à une telle thérapie.
- Si l’on veut suivre un effet, mesurez le craving avec une échelle simple avant et après, en gardant en tête qu’un critère auto-rapporté dans un soin non aveuglable est le plus perméable à l’attente d’un bénéfice.
- En réunion de service ou en formation, citez ce travail pour ce qu’il est, une piste sérieuse sur des données faibles, et non comme une validation de l’EMDR dans les addictions.
Questions fréquentes
Cette méta-analyse valide-t-elle l’EMDR comme traitement des addictions ?
Non. Elle documente un effet sur le craving et sur les dimensions émotionnelles, et une absence de différence démontrée sur la sévérité du trouble addictif. Sur un corpus de cette qualité, avec un signal de biais de publication sur le critère porteur, la lecture soutenable est celle d’un adjuvant plausible, pas celle d’un traitement validé.
Un g de 0,55, cela représente quoi pour un patient ?
C’est conventionnellement un effet modéré. Mais la traduction clinique d’une taille d’effet dépend de l’échelle utilisée et de la situation de comparaison, et ici les comparateurs vont de l’absence de traitement à une thérapie cognitivo-comportementale. Le test de modération ne distingue pas les témoins actifs des témoins passifs, mais il porte sur neuf études et ne suffit pas à considérer que la question est réglée. Sans savoir précisément contre quoi l’effet a été obtenu, le convertir en bénéfice individuel attendu n’a pas de sens.
Pourquoi le craving diminue-t-il alors que la sévérité de l’addiction ne bouge pas ?
Deux explications restent ouvertes. Soit l’action porte réellement sur la charge émotionnelle et sur l’envie sans modifier, à ce terme, le comportement de consommation. Soit les échelles de craving, subjectives et recueillies sans aveugle possible, sont plus sensibles à l’attente d’un bénéfice que les mesures de sévérité. S’y ajoute une raison plus prosaïque : le craving est documenté par neuf études, la sévérité par trois seulement. Les données disponibles ne permettent pas de trancher.
L’effet est-il vraiment meilleur dans l’alcool que dans le tabac ?
Une méta-régression rapporte une différence en faveur de l’alcool, et l’analyse en sous-groupes va dans le même sens, g = 0,75 [0,50 ; 1,00] contre g = 0,38 [0,24 ; 0,53]. Cette comparaison porte sur des études, pas sur des patients répartis au hasard, et les auteurs proposent eux mêmes une explication de bon sens : les fumeurs inclus n’avaient pas de diagnostic de dépendance à la nicotine et partaient d’un craving plus bas. C’est une hypothèse à tester, pas un résultat sur lequel fonder une indication.
Combien de séances faut-il prévoir ?
Les protocoles inclus vont de une à douze séances, de 50 à 90 minutes, à raison d’une à deux séances par semaine. Le nombre total de séances a été testé comme modérateur continu de l’effet sur le craving, et le coefficient est nul, bêta = 0,003 [-0,085 ; 0,092], p = 0,940. L’analyse existe donc et ne montre aucune relation dose-effet, mais elle repose sur neuf études, ce qui ne permet pas d’en conclure qu’une telle relation n’existe pas.
Faut-il stabiliser la consommation avant d’engager un travail sur le trauma ?
Ce travail n’apporte pas de réponse solide à cette question, qui demanderait une comparaison directe de séquences de soin. Les auteurs signalent d’ailleurs que la phase de traitement dans laquelle l’EMDR a été délivré est rarement documentée, ce qui a empêché toute analyse de ce facteur. Ils notent en discussion que des améliorations du registre post-traumatique ont été observées avant même la fin du sevrage, ce qui plaide pour une intégration précoce, mais il s’agit d’une lecture d’auteurs, pas d’un résultat. Aucun effet indésirable ni aucune reprise de consommation ne sont rapportés dans cette méta-analyse, et une absence de donnée rapportée sur la tolérance n’est pas une preuve de sécurité.
Bibliographie commentée
Seok JW, Kim K, Kim JU. Therapeutic effects of eye movement desensitization and reprocessing for substance use disorders: a meta-analysis of addiction-related and emotional symptoms. Frontiers in Psychiatry, 17 septembre 2025 ; 16 : article 1660046. DOI 10.3389/fpsyt.2025.1660046. PMID 41040945. PMCID PMC12484161. Financement : Korea Institute of Oriental Medicine (KSN2313022) et Korea Health Technology R&D Project via le Korea Health Industry Development Institute, ministère de la Santé et du Bien être de la République de Corée (RS-2023-KH138802). Liens d’intérêts : les auteurs déclarent n’avoir aucune relation commerciale ou financière constitutive d’un conflit d’intérêts ; usage déclaré d’intelligence artificielle générative pour l’édition linguistique. Étude source. Revue systématique avec méta-analyse à effets aléatoires, 14 études, 327 patients traités et 322 témoins, risque de biais évalué par RoB 2.0 et ROBINS-I. Son apport propre n’est pas d’être la première estimation agrégée de l’effet de l’EMDR sur le craving, qui existait déjà, mais de couvrir cinq domaines symptomatiques dans un même travail et de fonder les tailles d’effet sur la différence des scores de changement entre groupes plutôt que sur les moyennes de fin de traitement. Limites : qualité basse des études primaires, asymétrie de publication sur le craving, tailles d’effet multiples issues d’un même échantillon, absence de synthèse du suivi prolongé.
Antériorité. Deux méta-analyses antérieures portent sur le même champ et sont citées par l’étude source : Logsdon E, Cornelius-White JH, Kanamori Y, Journal of EMDR Practice and Research, 2023 ; 17 : 21-32, présentée par les auteurs comme la première méta-analyse consacrée à l’EMDR dans les troubles de l’usage de substances ; et Martínez-Fernández DE et coll., Brain Sciences, 2024 ; 14 : 1110, DOI 10.3390/brainsci14111110, qui rapportait déjà une réduction significative du craving. Ces deux références sont reprises telles qu’elles figurent dans la liste bibliographique de l’étude source et n’ont pas été vérifiées indépendamment.
Protocole de la revue. Enregistrement PROSPERO, numéro CRD420251070837. Permet de confronter les critères de jugement annoncés à ceux effectivement rapportés, contrôle utile compte tenu du risque de sélection du résultat identifié dans plusieurs essais inclus. La date d’enregistrement n’est pas indiquée dans la publication.
Aucune autre référence n’est citée dans cette analyse : les travaux de contexte seront ajoutés après vérification directe de chaque source. Une référence non vérifiée ne figure pas dans nos pages.
Ce qui a été consulté. Vérification menée sur la version publiée de l’étude source (Frontiers in Psychiatry, 17 septembre 2025, volume 16, article 1660046, DOI 10.3389/fpsyt.2025.1660046, PMID 41040945) et sur ses deux fichiers de matériel supplémentaire : le premier contient les figures S1 à S3, évaluation du risque de biais étude par étude et analyses en sous-groupes selon le plan d’étude et selon la population ; le second contient la liste de contrôle PRISMA 2020 complétée. Toutes les valeurs chiffrées de cette analyse ont été relevées sur ces documents. Deux réserves : les colonnes de droite du tableau descriptif des études, qui détaillent le protocole d’intervention et les outils de mesure de chaque essai, étaient tronquées dans l’exemplaire consulté et n’ont pas pu être lues ; les affiliations des auteurs ne figuraient pas dans cet exemplaire. Les deux méta-analyses antérieures mentionnées en bibliographie sont citées d’après la liste de références de l’étude source et n’ont pas été vérifiées indépendamment. Cette analyse a fait l’objet d’une double lecture indépendante.
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