Publié le 12 août 2026, mis à jour le 24 septembre 2026
Eskétamine dans la dépression résistante : les effets indésirables dépendent-ils de la dose ?
L’essentiel
Une revue systématique avec méta-analyse de neuf essais randomisés, 1 449 patients adultes souffrant de dépression résistante, a stratifié les effets indésirables de l’eskétamine selon la dose reçue : haute dose à 56 mg ou plus par voie nasale, ou 0,40 mg/kg par voie intraveineuse ; basse dose à 28 mg ou moins, ou 0,20 mg/kg. Les auteurs annoncent neuf catégories d’effets indésirables sur onze significativement plus fréquentes sous eskétamine ; leur propre tableau de résultats n’en compte que huit, la somnolence n’atteignant pas le seuil. Le signal le plus net est la dissociation, avec un risque relatif de 10,65 dans le sous-groupe haute dose contre 3,27 dans le sous-groupe basse dose. La nausée atteint un risque relatif de 3,72 en haute dose et n’atteint pas la significativité en basse dose, ce qui peut relever d’un manque de puissance et ne démontre pas une absence d’effet. L’arrêt de traitement pour effets indésirables est environ doublé, risque relatif 2,22, alors que l’arrêt toutes causes confondues ne diffère pas du contrôle. La réponse clinique est augmentée, risque relatif 1,94, mais avec une hétérogénéité de 81 % et un intervalle de prédiction qui franchit l’absence d’effet. Deux limites commandent la lecture : la comparaison entre le sous-groupe haute dose et le sous-groupe basse dose n’est pas une comparaison randomisée, et ces données ne portent que sur la tolérance à court terme.
Le contexte
En consultation, la question ne porte plus sur le principe de l’eskétamine dans la dépression résistante mais sur ses modalités. Deux paliers coexistent en pratique par voie nasale, 56 mg et 84 mg, et le prescripteur doit annoncer au patient ce qu’il va ressentir lors des premières administrations, décider de l’intensité de la surveillance et anticiper les motifs d’arrêt. Les synthèses antérieures ont surtout agrégé les effets indésirables toutes doses confondues, ce qui produit une fréquence moyenne peu utile au lit du malade. Les auteurs situent leur apport par rapport à ces travaux : une analyse construite sur des seuils de dose définis à l’avance, plutôt que sur des catégories agrégées. Ils ne revendiquent nulle part d’antériorité, et aucune n’est ajoutée ici.
L’étude en un coup d’œil
| Élément | Contenu |
|---|---|
| Population | Adultes de 18 ans et plus souffrant de dépression résistante, sans pathologie médicale majeure associée. |
| PrécisionLa résistance est définie par l’échec d’au moins deux antidépresseurs conduits à dose et durée adéquates pendant l’épisode en cours. Neuf essais contrôlés randomisés, 1 449 patients au total, de 30 à 344 patients par essai. Recherche dans six bases, dont trois bases chinoises, de leur origine à mars 2025. | |
| Intervention | Eskétamine, spray nasal de 28 à 84 mg, ou voie intraveineuse de 0,20 à 0,40 mg/kg. |
| PrécisionLes sous-groupes de dose sont définis a priori : haute dose à 56 mg ou plus, ou 0,40 mg/kg ; basse dose à 28 mg ou moins, ou 0,20 mg/kg. Selon le tableau des caractéristiques, six essais utilisent la voie nasale et trois la voie intraveineuse. | |
| Comparateur | Placebo, antidépresseur de fond, ou autre médicament, selon les essais. |
| PrécisionLa publication décrit trois essais à placebo inerte, cinq essais où le groupe contrôle reçoit un antidépresseur de fond et un essai où le comparateur est un autre médicament, le propofol, administré en association à l’électroconvulsivothérapie. Le comparateur n’est donc pas homogène d’un essai à l’autre, ce qui pèse sur l’interprétation des estimations regroupées. | |
| Critères | Onze catégories d’effets indésirables, arrêt de traitement, réponse ou rémission clinique. |
| PrécisionLes onze catégories sont la nausée, les paresthésies, les symptômes dissociatifs, la fatigue, la somnolence, les troubles du sommeil, la céphalée, l’étourdissement, la dysgueusie, le vertige et l’élévation de la pression artérielle. Les effets indésirables graves font l’objet d’une analyse distincte. La réponse est définie par une baisse d’au moins 50 % du score de dépression. | |
| Design | Revue systématique avec méta-analyse d’essais randomisés, niveau 1a de l’échelle du CEBM d’Oxford. |
| PrécisionRisques relatifs avec intervalles de confiance à 95 %, modèle à effets fixes, à effets aléatoires lorsque I² dépasse 50 %, intervalles de prédiction à 95 %, analyse de sensibilité par exclusion successive d’un essai, sous-groupes pré-spécifiés par dose, par voie et par région. Protocole enregistré, PRISMA 2020, outil Cochrane d’évaluation du risque de biais dans sa version de 2011, RevMan 5.4.1. | |
Le contrôle de qualité
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Protocole et rapport | Enregistré, gradation manquante |
| ConstatLe protocole est enregistré sur PROSPERO sous le numéro CRD420251024830 et la conduite suit PRISMA 2020 : c’est le point fort formel du travail. En revanche, la méthode annonce une évaluation GRADE de la qualité des preuves pour chaque critère et la création d’un profil de preuve : aucun profil GRADE, aucune gradation critère par critère ne figure dans l’article publié ni dans son matériel supplémentaire. | |
| Risque de biais des essais inclus | Faible, sauf deux essais |
| ConstatL’outil Cochrane de 2011 est appliqué aux neuf essais. Sur les six premiers domaines, tous les essais sont jugés à risque faible, sauf Ochs-Ross 2020, à risque élevé pour les données manquantes. Le domaine des autres biais est jugé à risque élevé pour Singh 2016 et incertain pour cinq essais. Les auteurs concluent néanmoins que tous les essais inclus étaient de haute qualité et que ces domaines n’ont pas affecté les résultats, sans étayer ce jugement. | |
| Hétérogénéité | Élevée sur trois critères |
| ConstatI² à 76 % pour la somnolence, à 66 % pour la dysgueusie et à 81 % pour le critère d’efficacité. Sur ces trois critères, l’estimation regroupée résume mal des essais qui ne disent pas la même chose, et l’intervalle de prédiction à 95 % franchit l’absence d’effet. | |
| Sous-groupes | Pré-spécifiés |
| ConstatLes sous-groupes de dose, de voie et de région sont annoncés à l’avance, ce qui écarte le soupçon de découpage opportuniste. Cela ne rend pas pour autant la comparaison entre sous-groupes randomisée. | |
| Analyse de sensibilité | Menée et instructive |
| ConstatL’exclusion successive d’un essai fait tomber I² de 76 % à 42 % pour la somnolence en retirant Singh 2016, de 66 % à 32 % pour la dysgueusie en retirant Daly 2019, essai à dose flexible, et de 81 % à 55 % pour l’efficacité en retirant Ochs-Ross 2020, seul essai conduit chez le sujet âgé. L’hétérogénéité tient donc en bonne part à trois essais identifiables. | |
| Voie d’administration | La publication se contredit |
| ConstatLe tableau des caractéristiques recense trois essais par voie intraveineuse, Singh 2016, Han 2022 et Zeng 2022 ; la section des limites n’en mentionne qu’un, Singh 2016. Quel que soit le décompte retenu, les estimations par voie intraveineuse reposent sur des effectifs réduits et des intervalles très larges, jusqu’à 1,14 à 64,23 pour l’élévation de la pression artérielle. | |
| Matériel supplémentaire | Incomplet et discordant |
| ConstatLa méthode annonce la stratégie de recherche complète pour les six bases interrogées : le matériel supplémentaire ne fournit que celle de PubMed, en double exemplaire, et cette chaîne contient un descripteur MeSH inexistant sous la forme citée, ce qui la rendrait inopérante telle quelle. Un autre tableau supplémentaire indique que Singh 2016 a été exclu de l’analyse, alors que cet essai figure parmi les neuf essais inclus et dans les graphiques en forêt. | |
| Financement et liens d’intérêts | Institutionnel, sans lien déclaré |
| ConstatLe financement est institutionnel : Sichuan Medical Association, numéro 2025RF27, et Medical Association of Jintang County, numéro 2024001. Les auteurs déclarent l’absence de tout lien commercial ou financier. La publication ne rapporte en revanche ni le promoteur ni les liens d’intérêts des essais qu’elle inclut : ce point ne peut donc être ni affirmé ni écarté à partir d’elle. | |
| Horizon des données | Tolérance à court terme |
| ConstatLes durées de suivi vont de 4 heures à 24 semaines, la plupart des essais portant sur la phase aiguë, typiquement 4 semaines. Les données au long cours ne sont pas rapportées, ce qui ne permet de rien conclure sur ce qui se passe après. | |
| Support de publication | Revue généraliste de pharmacologie |
| ConstatFrontiers in Pharmacology n’est pas une revue de psychiatrie. Son évaluation par les pairs est ouverte : l’éditeur et les deux relecteurs sont nommés dans l’article. Le texte publié comporte plusieurs discordances internes entre son résumé, ses tableaux et sa discussion, relevées plus bas. C’est un élément d’appréciation parmi d’autres, non un motif de rejet. | |
Les résultats
| Résultat | Valeur |
|---|---|
| Effets indésirables augmentés | 9 catégories sur 11 selon le texte, 8 selon le tableau |
| LectureLe résumé et la discussion annoncent neuf catégories sur onze. Le tableau des résultats n’en donne que huit sous le seuil de 0,05 : la somnolence y figure à 2,00, intervalle de 0,93 à 4,28, p = 0,07. Les deux autres catégories sans différence significative sont les troubles du sommeil et la dysgueusie. | |
| Effets les plus augmentés, toutes doses | Dissociation 8,17 ; vertige 6,23 ; paresthésies 5,51 |
| LectureViennent ensuite l’étourdissement à 3,69, la nausée à 3,23, l’élévation de la pression artérielle à 2,88, la fatigue à 2,09 et la céphalée à 1,65. L’intervalle de prédiction à 95 % de la dissociation, de 2,54 à 18,42, reste au dessus de l’absence d’effet : c’est le seul critère dont le signal se retrouve dans tous les contextes envisagés. | |
| Dissociation, haute dose | RR = 10,65 (6,20 à 18,29) |
| LectureC’est le signal le plus fort de la synthèse, et celui qui structure l’information à donner au patient. | |
| Dissociation, basse dose | RR = 3,27 (1,54 à 6,93) |
| LectureLe risque reste nettement augmenté à basse dose. La direction du gradient est cohérente, son amplitude exacte l’est moins, faute de comparaison directe. | |
| Nausée, haute dose | RR = 3,72 (2,60 à 5,32) |
| LectureRésultat significatif dans le sous-groupe haute dose. | |
| Nausée, basse dose | RR = 1,69 (0,81 à 3,55), p = 0,16 |
| LectureNon significatif ne veut pas dire absent. Le point estimé va dans le sens d’une augmentation, l’intervalle est large, et un sous-groupe extrait de neuf essais n’a pas la puissance nécessaire pour trancher. | |
| Céphalée selon la dose | 2,88 en basse dose contre 1,41 en haute dose |
| LectureTous les effets indésirables ne suivent pas le même gradient. Pour la céphalée et pour l’étourdissement, le risque relatif est plus élevé dans le sous-groupe basse dose ; pour l’élévation de la pression artérielle, il est comparable dans les deux, 2,27 et 2,41. Le gradient de dose vaut pour la dissociation, les paresthésies et la nausée, pas pour l’ensemble du profil de tolérance. | |
| Arrêt pour effets indésirables | RR = 2,22 (1,11 à 4,45), p = 0,025 |
| LectureC’est le critère le plus proche du vécu du patient, puisqu’il traduit une tolérance jugée inacceptable par lui ou par son médecin. L’intervalle reste large : le doublement est l’ordre de grandeur, pas une valeur précise. | |
| Arrêt toutes causes | RR = 1,15 (0,85 à 1,56), p = 0,36 |
| LectureL’arrêt toutes causes confondues ne diffère pas du contrôle. Le surrisque porte donc sur le motif de tolérance, non sur le nombre total de sorties d’essai. Le texte de la publication mentionne par ailleurs un p global de 0,001 pour l’arrêt de traitement, valeur qu’aucun de ses tableaux ne reprend. | |
| Réponse clinique | RR = 1,94 (1,21 à 3,10) |
| LectureLe bénéfice n’est pas le sujet principal de la synthèse. Il est affecté d’une hétérogénéité de 81 % et d’un intervalle de prédiction à 95 % de 0,51 à 4,30, qui franchit l’absence d’effet : l’ampleur du bénéfice attendu dans un contexte donné reste très incertaine. La publication désigne ce critère comme la réponse dans son résumé et comme la rémission dans sa discussion, où elle cite en outre un risque relatif de 1,35 qui ne figure dans aucun de ses tableaux. | |
| Effets indésirables graves | Pas de différence significative, p = 0,14 |
| LectureAucun effectif, aucun risque relatif et aucun intervalle ne sont rapportés pour ce critère. Sur neuf essais et un événement rare, l’absence de différence significative ne démontre pas l’absence de surrisque. | |
| Sous-groupe par région | Différences dans les deux sens |
| LectureLa nausée, la somnolence et la céphalée sont plus fréquentes dans les essais internationaux ; l’élévation de la pression artérielle l’est davantage dans les essais chinois, 6,67 contre 2,67. Sur l’efficacité, le test d’interaction entre régions n’est pas significatif, p = 0,208. La comparaison porte sur des ensembles d’essais qui diffèrent aussi par leurs populations, leurs comparateurs et leur façon de recueillir les effets indésirables : c’est une observation exploratoire. Le texte de la publication intervertit par ailleurs les valeurs des deux régions pour l’étourdissement par rapport à son propre tableau. | |
Lecture critique
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Nature de la comparaison entre doses | Comparaison indirecte |
| ConstatLes deux sous-groupes de dose ne sont pas issus d’une randomisation les opposant l’un à l’autre. Ils regroupent des essais différents, avec des populations, des comparateurs et des modalités de recueil différents. Le gradient observé est cohérent, mais le rapport de 3,3 entre les deux risques relatifs de dissociation ne doit pas être manié comme un effet de dose mesuré. | |
| Puissance des sous-groupes | Sous-groupes de faible effectif |
| ConstatLe sous-groupe basse dose est nécessairement plus petit que l’ensemble. Les résultats non significatifs qui en sortent, au premier rang desquels la nausée, peuvent relever d’un manque de puissance et ne démontrent pas une absence d’effet. | |
| Hétérogénéité | Trois critères concernés |
| ConstatI² à 76 % pour la somnolence, 66 % pour la dysgueusie, 81 % pour l’efficacité. Sur ces critères, la valeur regroupée doit être considérée comme peu informative. L’analyse de sensibilité identifie un essai responsable dans chacun des trois cas, ce qui est à porter au crédit du travail. | |
| Comparaison des voies d’administration | Exploratoire |
| ConstatTrois essais par voie intraveineuse selon le tableau des caractéristiques, un seul selon la section des limites. Les estimations correspondantes reposent sur de très petits effectifs et des intervalles pouvant aller de 1,14 à 64,23. Aucune conclusion sur la tolérance comparée de la voie nasale et de la voie intraveineuse ne peut être tirée de ce travail, dans un sens ni dans l’autre. | |
| Cohérence interne de la publication | Plusieurs discordances |
| ConstatLe nombre de catégories significatives, l’effectif dissocié du tableau des effets indésirables, 24 sur 807 alors que le graphique en forêt correspondant donne 246, l’attribution de l’hétérogénéité de 81 % tantôt à la réponse tantôt à la rémission, un risque relatif de 1,35 cité sans support, l’inversion des valeurs régionales pour l’étourdissement, un p global de 0,001 pour l’arrêt de traitement absent des tableaux, et le statut contradictoire de Singh 2016 dans le matériel supplémentaire : la publication se contredit sur au moins sept points. Chacun est mineur pris isolément ; leur accumulation invite à ne retenir que les valeurs confirmées par les graphiques en forêt. | |
| Liens d’intérêts des essais inclus | Non rapportés |
| ConstatLes auteurs de la synthèse déclarent n’avoir aucun lien commercial ou financier, et son financement est institutionnel. En revanche, la publication ne rapporte ni le promoteur ni les liens d’intérêts des essais qu’elle agrège. Ce silence ne permet ni d’affirmer ni d’écarter une influence sur le recueil et la classification des effets indésirables : le point reste ouvert et se vérifie essai par essai sur les publications d’origine. | |
| Horizon temporel | Court terme seulement |
| ConstatLes données au long cours ne sont pas rapportées. L’absence de données ne s’écrit pas comme une absence de signal : la question du long cours reste entière, en particulier pour les effets cognitifs, urinaires et de mésusage. Les auteurs le reconnaissent explicitement dans leurs limites. | |
| Portée posologique | Recommandation non étayée |
| ConstatLes auteurs recommandent de privilégier la dose de 56 mg pour établir la tolérance avant de passer à 84 mg. Cette recommandation ne découle pas de leur analyse : la synthèse compare deux classes de dose sur le plan de la tolérance, sans comparer de stratégies de titration ni mettre en balance tolérance et efficacité dose par dose. Le seuil de 56 mg sépare ici deux classes définies à l’avance ; il n’est pas issu d’un résultat. | |
Niveau de preuve
Le design se situe au niveau 1a de l’échelle du CEBM d’Oxford : revue systématique avec méta-analyse d’essais randomisés, protocole enregistré, conduite rapportée selon PRISMA 2020. La gradation GRADE annoncée dans la méthode n’a pas été publiée, ce qui prive le lecteur du jugement de confiance des auteurs eux-mêmes, critère par critère. L’appréciation qui suit est donc celle de la revue. La confiance est élevée sur un point : sous eskétamine, les effets indésirables sont plus fréquents que sous contrôle, et la dissociation en est le plus constant, son intervalle de prédiction restant au dessus de l’absence d’effet. Elle est moyenne sur le gradient de dose, dont la direction est cohérente pour la dissociation, les paresthésies et la nausée, mais dont l’amplitude repose sur une comparaison entre sous-groupes non protégée par la randomisation, et qui ne se retrouve ni pour la céphalée ni pour la pression artérielle. Elle est faible sur trois points : les estimations affectées d’une forte hétérogénéité, somnolence, dysgueusie et efficacité ; la tolérance comparée des deux voies d’administration, que le matériel disponible ne permet pas d’aborder ; et tout ce qui concerne le long cours, absent du travail. Le support de publication, revue généraliste de pharmacologie, et le nombre de discordances internes relevées entre le résumé, les tableaux et la discussion sont deux éléments d’appréciation supplémentaires, aucun des deux n’étant en soi disqualifiant.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« Que la dissociation monte avec la dose, franchement, ça ne m’apprend rien. Ce qui m’intéresse, c’est le chiffre : dix fois plus à forte dose, trois fois plus à faible dose. Sauf que ce ne sont pas deux bras randomisés l’un contre l’autre, ce sont deux paquets d’essais qu’on regarde de loin, donc le rapport entre les deux, je ne le prends pas au pied de la lettre. Et la nausée non significative à faible dose, avec neuf essais, ça veut surtout dire qu’on n’avait pas de quoi la voir. Ce que je retiens pour demain matin, ce n’est pas une posologie, c’est ce que je dis au patient avant la première administration, et le fait que les arrêts pour mauvaise tolérance sont à peu près doublés alors que le nombre total d’abandons, lui, ne bouge pas. »
Traduction pour la pratique : ce travail change la façon d’informer et de surveiller, pas la façon de doser. Il fournit des ordres de grandeur pour le consentement éclairé, et il rappelle que le motif d’arrêt le plus probable est la tolérance, non l’inefficacité.
Ce que vous pouvez en faire
- Ce que vous comprenez. La dissociation est l’effet indésirable dont la fréquence relative varie le plus avec la dose reçue, d’un facteur environ 10 par rapport au contrôle dans le sous-groupe haute dose contre environ 3 dans le sous-groupe basse dose. La direction du gradient est solide, son chiffrage l’est moins, et ce gradient ne vaut pas pour tous les effets indésirables : la céphalée et l’étourdissement sont plutôt plus fréquents à basse dose, l’élévation de la pression artérielle est comparable aux deux paliers.
- Ce que vous savez répondre au patient. Que les effets indésirables sont fréquents et attendus, que la dissociation en est le plus caractéristique, et qu’il est plausible qu’elle soit plus marquée à dose plus élevée. Qu’un effet non retrouvé de façon significative à faible dose n’est pas un effet écarté : la nausée en est l’exemple.
- Ce que vous surveillez. L’arrêt pour effets indésirables est environ doublé, risque relatif 2,22, alors que le nombre total d’arrêts ne diffère pas du contrôle. Prévoir explicitement, dès l’initiation, ce qui déclenchera une réduction ou un arrêt, et le noter dans le dossier. Surveiller la pression artérielle quel que soit le palier, puisque son élévation ne dépend pas de la dose dans cette analyse.
- Ce que vous ne concluez pas. Cette synthèse ne fournit pas de dose d’initiation. Les auteurs recommandent de commencer par 56 mg avant de passer à 84 mg, mais leur analyse ne compare aucun schéma de titration et ne met pas en balance tolérance et efficacité dose par dose. Elle ne permet pas non plus de comparer la tolérance des voies nasale et intraveineuse, ni de dire quoi que ce soit du long cours, ni d’écarter un surrisque d’effets indésirables graves, faute d’effectifs rapportés pour ce critère.
- Ce que vous vérifiez côté français. L’eskétamine par voie nasale relève en France de conditions particulières de prescription, de dispensation et de surveillance, et l’usage par voie intraveineuse relève d’un autre cadre. Ces conditions encadrent l’usage indépendamment de ce que montre cette méta-analyse : se reporter à leur version en vigueur au moment de la prescription.
Questions fréquentes
Faut-il en conclure qu’il faut initier à la dose la plus basse ?
Pas à partir de ce travail. Les auteurs recommandent bien de privilégier 56 mg avant d’escalader à 84 mg, mais leur analyse ne fonde pas cette recommandation : elle compare deux classes de dose sur le plan de la tolérance, la classe haute commençant à 56 mg, sans évaluer aucune stratégie d’initiation ni de titration et sans mettre en balance tolérance et efficacité dose par dose. Le choix de la dose initiale relève des conditions d’utilisation du produit et de la situation clinique, pas de cette méta-analyse.
La nausée est-elle absente à faible dose ?
Non. Le résultat rapporté à faible dose est non significatif, avec un point estimé qui va dans le sens d’une augmentation, risque relatif 1,69, intervalle de 0,81 à 3,55. Avec neuf essais au total et un sous-groupe basse dose plus petit encore, l’absence de significativité peut relever d’un manque de puissance. Une absence de preuve n’est pas une preuve d’absence.
La voie intraveineuse est-elle mieux ou moins bien tolérée que la voie nasale ?
Ce travail ne permet pas de répondre. La publication est elle-même discordante sur le nombre d’essais concernés : son tableau des caractéristiques en recense trois par voie intraveineuse, sa section des limites n’en mentionne qu’un. Dans les deux cas, les effectifs sont trop faibles et les intervalles trop larges, jusqu’à 1,14 à 64,23 pour l’élévation de la pression artérielle, pour que la comparaison entre les deux voies soit interprétable dans un sens comme dans l’autre.
Que retenir de la différence entre essais internationaux et essais chinois ?
Que les différences vont dans les deux sens. La nausée, la somnolence et la céphalée sont rapportées plus fréquemment dans les essais internationaux ; l’élévation de la pression artérielle l’est davantage dans les essais chinois, risque relatif 6,67 contre 2,67. Sur l’efficacité, le test d’interaction entre régions n’est pas significatif, p = 0,208. Cette stratification compare des ensembles d’essais qui diffèrent aussi par leurs populations, leurs comparateurs et leur façon de recueillir les effets indésirables. C’est une observation exploratoire, qui ne se transpose pas à des patients pris individuellement.
Ces résultats disent-ils quelque chose de la tolérance au long cours ?
Non. Les durées de suivi vont de 4 heures à 24 semaines et la plupart des essais portent sur la phase aiguë ; les données au long cours ne sont pas rapportées dans ce travail. Cela ne signifie pas qu’il n’existe pas de signal au long cours, mais que la question n’y est pas traitée. Les auteurs le reconnaissent parmi leurs limites.
Bibliographie commentée
Étude source. Qu Y, Li S, Tian L, Tian X, Wu Y. Dose-dependent adverse events of esketamine in treatment-resistant depression: a systematic review and meta-analysis of randomized controlled trials. Frontiers in Pharmacology, 2026 ; 17 : 1792570. DOI 10.3389/fphar.2026.1792570 PMID 42292802
Ce qu’elle apporte : une stratification des effets indésirables par classe de dose, à partir de neuf essais et 1 449 patients, sur des sous-groupes annoncés à l’avance, avec intervalles de prédiction et analyse de sensibilité. Ses limites : comparaison entre sous-groupes non randomisée, forte hétérogénéité sur trois critères, effectifs très faibles par voie intraveineuse, horizon limité au court terme, gradation GRADE annoncée mais non publiée, et plusieurs discordances internes entre le résumé, les tableaux et la discussion.
Essais inclus les plus structurants. Fedgchin M et al. Efficacy and safety of fixed-dose esketamine nasal spray combined with a new oral antidepressant in treatment-resistant depression (TRANSFORM-1). Int J Neuropsychopharmacol, 2019 ; 22 : 616 à 630. 10.1093/ijnp/pyz039
Ce qu’il apporte : le plus gros contingent de la synthèse, 344 patients, et un plan à doses fixes parallèles, ce qui en fait un pilier de la stratification par dose. Sa limite : le groupe contrôle reçoit un antidépresseur nouvellement initié, ce qui rehausse l’incidence des effets indésirables de comparaison.
Ochs-Ross R et al. Efficacy and safety of esketamine nasal spray plus an oral antidepressant in elderly patients with treatment-resistant depression (TRANSFORM-3). Am J Geriatr Psychiatry, 2020 ; 28 : 121 à 141. 10.1016/j.jagp.2019.10.008
Ce qu’il apporte : le seul essai conduit chez le sujet âgé, et l’essai dont l’exclusion fait tomber l’hétérogénéité de l’efficacité de 81 % à 55 %. Sa limite : c’est aussi le seul essai jugé à risque de biais élevé pour les données manquantes dans l’évaluation des auteurs.
Singh JB et al. Intravenous esketamine in adult treatment-resistant depression: a double-blind, double-randomization, placebo-controlled study. Biol Psychiatry, 2016 ; 80 : 424 à 431. 10.1016/j.biopsych.2015.10.018
Ce qu’il apporte : un des essais par voie intraveineuse de la synthèse, et la source identifiée de l’hétérogénéité sur la somnolence. Ses limites : 30 patients, un plan à double randomisation séquentielle, un jugement de risque de biais élevé sur le domaine des autres biais, et un statut contradictoire dans le matériel supplémentaire, qui le présente comme exclu alors qu’il figure dans l’analyse.
Pour situer le signal de tolérance. Taillefer de Laportalière T et al. Reporting of harms in clinical trials of esketamine in depression: a systematic review. Psychol Med, 2023 ; 53 : 4305 à 4315. 10.1017/S0033291723001058
Ce qu’elle apporte : une évaluation de la façon dont les effets indésirables sont eux-mêmes rapportés dans les essais d’eskétamine, question préalable à toute méta-analyse de tolérance. Sa limite : elle porte sur la qualité du rapport des données, non sur la fréquence des événements.
Les documents de référence français encadrant l’utilisation de l’eskétamine, résumé des caractéristiques du produit et avis de la Haute Autorité de santé, sont à consulter dans leur version en vigueur au moment de la prescription et ne sont pas cités ici, faute d’avoir pu être datés dans le cadre de cette vérification.
Ce qui a été consulté. Références vérifiées le 12 août 2026 sur la version publiée et son matériel supplémentaire, soit quatre fichiers : la stratégie de recherche PubMed, fournie en deux exemplaires identiques, le tableau des causes d’arrêt de traitement, et la liste des essais candidats avec les motifs d’exclusion. Le DOI, le volume, le numéro d’article et le PMID sont relevés sur la version publiée elle-même. Les références de contexte sont transcrites de la liste bibliographique de la publication source et n’ont pas été revérifiées sur les articles d’origine. Article soumis à une double lecture indépendante.
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