Publié le 2 septembre 2026, mis à jour le 16 septembre 2026
Dépister l’anxiété à l’école primaire : les parents voient un bénéfice, les enfants n’en rapportent pas
Quatre-vingt-quatre écoles primaires et junior anglaises, 5 335 enfants de huit à neuf ans dans les classes participantes, 4 473 retenus dans la population totale, et seulement 1 459 questionnaires de dépistage remplis par un parent, soit 27 %. Parmi eux, 409 enfants dépistés positifs, suivis pendant deux ans. Le dispositif combine un dépistage bref rempli par les parents, un retour d’information, une thérapie comportementale et cognitive parentale numérique accompagnée par téléphone, et une séance collective unique en classe. À douze mois, dans cette population cible, 61 % des enfants du bras interventionnel sont redevenus négatifs au dépistage contre 38 % dans le bras contrôle, soit un rapport de cotes ajusté de 2,32 (IC 95 % 1,41 à 3,81 ; p = 0,0009), et tous les critères secondaires renseignés par les parents vont dans le même sens. Deux réserves pèsent lourd sur cette lecture. Dans la population cible, aucun critère rapporté par l’enfant lui-même n’atteint le seuil de significativité. Et dans la population totale, les seules différences significatives sur les critères rapportés par l’enfant sont en faveur du groupe contrôle, ce qui constitue un signal défavorable et non un résultat neutre.
Le contexte
Les troubles anxieux sont les troubles psychiatriques les plus fréquents de l’enfance, et les plus souvent manqués. Un enfant anxieux dérange peu, travaille souvent bien, et son évitement passe pour de la timidité. Les auteurs rappellent que les familles se heurtent à deux obstacles successifs : reconnaître la difficulté, puis naviguer dans un parcours de soins complexe. D’où l’idée, ancienne et rarement testée avec ce niveau de rigueur, d’aller chercher ces enfants là où ils sont tous, c’est-à-dire à l’école, plutôt que d’attendre qu’une famille pousse la porte d’un cabinet.
La question posée ici n’est pas seulement celle de l’efficacité d’une psychothérapie. C’est celle d’un parcours complet : dépister, restituer, orienter, traiter. Chacun de ces maillons peut casser, et l’essai les évalue ensemble. Les auteurs indiquent n’avoir trouvé, à leur connaissance, aucun essai randomisé antérieur évaluant une démarche intégrée de dépistage et d’intervention pour l’anxiété de l’enfant à l’école primaire.
L’étude en un coup d’œil
| Élément | |
|---|---|
| Population | |
| Enfants de classe de year 4 (huit à neuf ans) dans 84 écoles primaires et junior d’Angleterre. Population totale 4 473 enfants, soit 84 % des 5 335 enfants des classes participantes. Population cible constituée des 409 enfants positifs au dépistage, répartis en 205 pour l’intervention et 204 pour le contrôle. Âge moyen 8,8 ans (écart-type 0,3). Sur déclaration parentale, 222 filles (54 %) sur 408 et 185 garçons (45 %). Sur les données transmises par les écoles, 325 enfants (85 %) sur 384 sont décrits comme blancs dans la population cible, contre 2 970 (72 %) sur 4 142 dans la population totale. | |
| Intervention | |
| Dépistage par l’outil iCATS-2 rempli par les parents (deux items cotés 0 à 3, score total 0 à 6), proposé à tous les parents des classes concernées. Retour d’information écrit sur le résultat, puis appel de restitution avec un praticien du bien-être de l’enfant en cas de dépistage positif, avec proposition de la thérapie comportementale et cognitive parentale numérique OSI : sept modules en ligne de vingt à trente minutes, chacun suivi d’un appel d’environ vingt minutes. Une séance collective unique a été délivrée dans chacune des classes participantes du bras interventionnel. | |
| Comparateur | |
| Évaluation seule, sans retour d’information sur le dépistage, et pratique scolaire habituelle. Les écoles disposant d’une équipe de soutien en santé mentale au moment du recrutement étaient exclues. | |
| Critère de jugement principal | |
| Statut négatif au dépistage iCATS-2 (score 0 à 2) contre positif (score 3 à 6), renseigné par le parent, dans la population cible, à douze mois après la randomisation. Critères secondaires : le même statut à quatre et vingt-quatre mois, et dans la population totale aux trois temps ; symptômes anxieux (SCAS-8 renseignée par le parent, l’enfant et l’enseignant ; RCADS-anxiété parent et enfant) ; retentissement de l’anxiété (items renseignés par l’enfant et par l’enseignant) ; symptômes dépressifs (RCADS-dépression parent et enfant) ; troubles des conduites et hyperactivité-inattention (SDQ parent et enfant). Les critères éducatifs, médico-économiques et qualitatifs sont rapportés séparément. | |
| Schéma | |
| Essai contrôlé randomisé en grappes, pragmatique, en groupes parallèles, de supériorité, avec pilote interne. L’unité de randomisation est l’école, allocation 1:1 stratifiée sur la déprivation des élèves de l’établissement, blocs de deux et de quatre. Deux vagues de recrutement, 28 écoles en phase 1 et 56 en phase 2, inclusions et évaluations initiales du 6 janvier au 30 novembre 2022. Suivi à quatre, douze et vingt-quatre mois. Enregistrement ISRCTN76119074. Niveau de preuve Oxford 1b. | |
Le contrôle de qualité
| Point contrôlé | Jugement |
|---|---|
| Enregistrement et protocole | Conforme |
| ConstatEnregistrement prospectif au registre ISRCTN sous le numéro ISRCTN76119074. Protocole et plan d’analyse statistique publiés, le second validé avant le verrouillage des données. Pilote interne de 28 écoles avec critères de progression jugés par un comité de pilotage indépendant. Accord éthique de l’université d’Oxford, référence R66068. | |
| Randomisation | Conforme |
| ConstatAlgorithme construit par le statisticien de l’essai, tirage exécuté par un statisticien indépendant. Stratification sur la proportion d’élèves éligibles aux repas scolaires gratuits, de part et d’autre de la médiane nationale de 21,6 %. Écoles ordonnées avant l’allocation selon la taille de leur population cible, blocs de deux et de quatre. Coefficients de corrélation intraclasse documentés critère par critère dans l’annexe. | |
| Insu | Absent |
| ConstatEssai ouvert. Ni les écoles, ni les participants, ni les cliniciens, ni l’équipe d’étude ne sont en aveugle. Seuls les statisticiens de l’essai le sont restés jusqu’à la préparation des jeux de données finaux. Sur des critères déclaratifs remplis par les parents, cette limite n’est pas secondaire, et les auteurs la reconnaissent comme telle. | |
| Adhésion au dépistage | Faible |
| Constat1 459 parents ont rempli le questionnaire de dépistage, soit 27 % des 5 335 enfants des classes participantes et 33 % des 4 473 enfants de la population totale. Le parcours n’a donc été évalué que chez la minorité de familles qui ont répondu. | |
| Données manquantes | Différentielle |
| ConstatCritère principal recueilli chez 145 enfants sur 205 (71 %) dans le bras interventionnel contre 163 sur 204 (80 %) dans le bras contrôle, soit 75 % sur l’ensemble de la population cible, un peu en deçà de l’objectif de 80 %. Imputation multiple sur 50 jeux de données, analyse par cas complets, analyse incluant les données recueillies hors fenêtre et analyse de bascule conduites, résultats convergents. | |
| Représentativité | Limitée |
| ConstatSous-représentation, parmi les enfants dépistés, des minorités ethniques et des familles économiquement défavorisées : 85 % d’enfants décrits comme blancs dans la population cible contre 72 % dans la population totale. Un seul pays, l’Angleterre, un seul système scolaire, et des écoles sélectionnées sur l’absence d’équipe de soutien en santé mentale. | |
| Financement et liens d’intérêts | Public, mais liens sur l’intervention |
| ConstatFinancement public, National Institute for Health and Care Research, Programme Grants for Applied Research, référence RP-PG-0218-20010, avec des soutiens complémentaires du même organisme et une bourse du Prudence Trust. Le financeur déclare n’avoir eu aucun rôle dans la conception, le recueil, l’analyse, l’interprétation ni la rédaction. Les liens d’intérêts ne sont en revanche pas nuls : la dernière autrice et une coautrice sont conceptrices de la plateforme OSI ; l’université d’Oxford perçoit des honoraires de conseil et des redevances liées à la diffusion de l’intervention hors recherche, sans versement personnel à la dernière autrice, tandis que la coautrice conceptrice perçoit personnellement honoraires et redevances sur la commercialisation d’OSI. Une autre autrice détient le copyright des items de la SCAS et indique pouvoir en tirer un bénéfice financier en cas de licence commerciale à grande échelle. Le groupe de recherche d’une autre autrice reçoit des financements de conseil méthodologique de Place2Be, association qui délivre formation et interventions en santé mentale à l’école. Les autres auteurs ne déclarent aucun conflit. | |
Les résultats
| Critère | Résultat |
|---|---|
| Statut négatif au dépistage à douze mois, population cible | OR ajusté 2,32 (IC 95 % 1,41 à 3,81), p = 0,0009 |
| LectureCritère principal. Régression logistique marginale par équations d’estimation généralisées sur données imputées, ajustée sur le score initial, la phase de l’essai, la taille de la population cible de l’école, la déprivation scolaire et le statut de repas gratuits de l’enfant. Les analyses de sensibilité vont toutes dans le même sens : cas complets, structure de corrélation indépendante, effet causal moyen chez les observants, données recueillies hors fenêtre. | |
| Statut négatif, quatre et vingt-quatre mois | Différence significative aux deux temps |
| LectureProportions observées : 77 sur 135 (57 %) contre 51 sur 158 (32 %) à quatre mois, 93 sur 150 (62 %) contre 74 sur 161 (46 %) à vingt-quatre mois. Les rapports de cotes ajustés de l’analyse principale à ces deux temps ne sont pas lisibles dans le tableau 3 tel qu’il se présente dans le document consulté ; l’analyse de sensibilité incluant les données hors fenêtre donne 2,67 (1,60 à 4,47) à quatre mois et 1,78 (1,10 à 2,86) à vingt-quatre mois. Dans le bras contrôle, la proportion d’enfants négatifs passe de 38 % à douze mois à 46 % à vingt-quatre mois, ce que les auteurs rapprochent de la rémission spontanée décrite dans la littérature. | |
| Anxiété rapportée par les parents (SCAS-8-P) | En faveur de l’intervention aux trois temps |
| LectureMoyennes observées à douze mois de 7,3 (écart-type 4,4) contre 9,4 (3,9). L’estimation ajustée de l’analyse principale n’est pas lisible dans le tableau 3 du document consulté ; l’analyse par cas complets donne une différence ajustée de 2,1 points en faveur de l’intervention (intervalle de confiance à 95 % de 1,3 à 2,9 ; p < 0,0001) et l’analyse hors fenêtre 1,6 point (0,9 à 2,3 ; p < 0,0001). Aucune différence standardisée de moyennes ne figure dans les sources consultées. Effet cohérent avec le critère principal, qui repose sur le même informateur. | |
| RCADS parentale, anxiété et dépression | En faveur de l’intervention aux trois temps |
| LectureÀ douze mois, dans l’analyse de sensibilité incluant les données hors fenêtre, différence ajustée de 6,0 points sur l’anxiété (3,5 à 8,4 ; p < 0,0001) et de 1,2 point sur la dépression (0,5 à 1,9 ; p = 0,0005), toutes deux en faveur de l’intervention. Aucun ajustement pour comparaisons multiples n’a été effectué et les auteurs déclarent traiter l’ensemble des critères secondaires comme exploratoires. | |
| Critères rapportés par l’enfant, population cible | Aucune différence significative |
| LectureC’est le point de bascule de l’article. Aucun critère auto-rapporté ne diffère entre les groupes dans la population cible. Cela ne démontre pas l’absence de bénéfice pour l’enfant, mais cela ne l’établit pas non plus. Les auteurs rappellent avoir retenu un critère parental parce que, dans leurs travaux préparatoires, les questionnaires renseignés par l’enfant ne discriminaient pas correctement les troubles anxieux à cet âge. Les critères renseignés par l’enseignant, eux, sont favorables à l’intervention sur le retentissement de l’anxiété aux trois temps, sans différence significative sur la SCAS-8-T. | |
| Population totale | Signal défavorable sur l’auto-évaluation |
| LectureÀ cette échelle, le statut négatif au dépistage n’est qu’un critère secondaire, et il ne diffère à aucun temps. Les seules différences significatives sur les critères rapportés par l’enfant sont en faveur du groupe contrôle : anxiété auto-rapportée un peu plus élevée dans le bras interventionnel à quatre mois sur la SCAS-8-C et sur la RCADS-C-anxiété, et à douze mois sur la RCADS-C-anxiété seulement. Les écarts ajustés retrouvés dans les analyses de sensibilité sont de l’ordre de 0,3 à 0,4 point sur la SCAS-8-C et de 1,5 à 2,0 points sur la RCADS-C-anxiété. Critères secondaires exploratoires, sans correction de multiplicité. | |
| Sécurité | Aucun événement grave lié à l’essai |
| LectureAucun événement indésirable grave lié aux procédures de l’essai ou à l’intervention, et aucun événement indésirable lié à l’intervention. Six événements indésirables liés aux procédures ont été enregistrés, dont cinq de détresse au remplissage des questionnaires renseignés par l’enfant, deux dans le bras interventionnel et trois dans le bras contrôle. | |
Lecture critique
| Domaine | Risque de biais |
|---|---|
| Processus de randomisation | Faible |
| ConstatTirage exécuté par un statisticien indépendant, stratification sur la déprivation scolaire, blocs de deux et de quatre, corrélation intraclasse documentée. Le calcul d’effectif visait 80 écoles et 398 enfants pour détecter un écart de 20 points de pourcentage avec une puissance un peu supérieure à 90 % ; 84 écoles et 409 enfants ont été inclus. | |
| Écarts au protocole | Préoccupations |
| ConstatEssai ouvert et pragmatique, analysé en intention de traiter selon l’école d’allocation. Une famille qui sait avoir été dépistée puis accompagnée ne remplit pas un questionnaire d’anxiété comme une famille laissée sans retour. | |
| Données manquantes | Préoccupations |
| ConstatCritère principal manquant chez 29 % du bras interventionnel contre 20 % du bras contrôle, dans le sens qui favorise l’intervention si les moins améliorés abandonnent davantage. Les parents sans données au critère principal étaient plus souvent isolés et à bas revenu. L’analyse de bascule montre que l’effet resterait significatif même si la proportion d’enfants redevenus négatifs parmi les données manquantes du bras interventionnel tombait à 23 %, contre 50 % estimés par imputation. Cela limite l’inquiétude sans l’annuler. | |
| Mesure du critère de jugement | Élevé |
| ConstatLe critère principal est renseigné par le parent, qui est aussi celui qui a reçu l’intervention, le retour d’information et les appels du praticien. Les auteurs reconnaissent ce risque de biais et s’appuient sur la concordance des critères renseignés par l’enseignant pour le tempérer. La discordance avec l’auto-évaluation de l’enfant reste le résultat le plus intéressant de l’essai, et le moins confortable. | |
| Sélection du résultat rapporté | Faible |
| ConstatProtocole et plan d’analyse statistique publiés, ce dernier validé avant le verrouillage des données. Le signal défavorable sur la composante universelle est rapporté par les auteurs eux-mêmes, qui en tirent la conclusion de ne pas intégrer la séance collective. C’est à leur crédit. | |
Niveau de preuve
Niveau de preuve Oxford 1b. La confiance est élevée sur un point : chez les familles qui entrent réellement dans le parcours, le dispositif fait baisser l’anxiété de l’enfant telle que le parent la décrit, et cet effet tient à un an, avec un écho sur le retentissement observé par l’enseignant. La confiance est faible sur trois autres. On ne sait pas si l’enfant lui-même va mieux, puisque ses propres réponses ne bougent pas. On ne sait pas ce que donnerait le dispositif si la participation au dépistage dépassait 27 %. Et sur la population totale, le seul signal significatif venant des enfants va dans le sens contraire à l’intervention : les auteurs jugent raisonnable de l’attribuer à la séance collective, ou à cette séance combinée aux procédures d’évaluation, sans qu’une analyse permette de trancher entre ces explications.
Le test du confrère
Ce que dirait un pédopsychiatre à qui l’on présente cet essai en deux minutes, entre deux consultations.
« Le dépistage à l’école plus une thérapie parentale à distance, ça fait passer de 38 à 61 % la proportion d’enfants redevenus négatifs à un an, pour environ deux heures et demie de temps de praticien par famille. Très bien. Mais les enfants, eux, ne disent rien de différent. Et sur toute la cohorte, leur auto-évaluation va plutôt dans le mauvais sens. Alors avant de déployer, je veux savoir ce qu’on a réellement amélioré : l’anxiété de l’enfant, ou l’inquiétude du parent. »
Traduction pour la pratique : le modèle mérite d’être adapté et testé ailleurs, la séance collective universelle ne se déploie pas en l’état, et la discordance entre informateurs se traite comme une donnée clinique, pas comme un défaut de mesure.
Ce que vous pouvez en faire
- Quand un parent décrit une amélioration franche et que l’enfant ne la confirme pas, la divergence n’est pas un artefact : les deux informateurs ne mesurent pas la même chose. L’un observe des comportements, l’autre vit une expérience interne.
- Un dépistage bref rempli par les parents peut identifier des enfants anxieux qui ne seraient jamais arrivés jusqu’à vous. Deux items suffisent à ouvrir la conversation.
- Une thérapie comportementale et cognitive conduite par le parent, guidée à distance, est une option crédible pour l’enfant d’âge scolaire : dans cet essai, 165 des 205 familles ciblées (80 %) ont engagé l’intervention et 127 (62 %) ont terminé le contenu principal. Ce n’est pas un pis-aller de file d’attente.
- Devant une demande de programme collectif de prévention en milieu scolaire, cet essai fournit un argument de prudence : l’intervention ciblée y montre un bénéfice, la séance collective universelle un signal contraire que les auteurs jugent suffisant pour ne pas la reconduire.
- À surveiller si vous accompagnez un projet de ce type : le taux de participation au dépistage, qui conditionne tout le reste, et l’écart entre ce que rapporte le parent et ce que rapporte l’enfant.
- La conduite à tenir est détaillée dans l’arbre décisionnel du trouble anxieux généralisé.
Questions fréquentes
Le dépistage à l’école ne risque-t-il pas de créer de l’anxiété là où il n’y en avait pas ?
C’est exactement la question que pose le signal observé sur la population totale. Sur l’auto-évaluation des enfants, l’anxiété est un peu plus élevée dans le bras interventionnel à quatre mois sur deux échelles et à douze mois sur une seule. Il s’agit de critères secondaires exploratoires, sans correction de multiplicité, donc d’un signal et non d’une démonstration. Les auteurs le jugent néanmoins suffisant pour recommander de ne pas intégrer la séance collective, et ils notent aussi que cinq des six événements indésirables enregistrés concernaient la détresse d’un enfant remplissant les questionnaires.
Pourquoi les enfants ne rapportent-ils aucune amélioration ?
L’essai ne permet pas de trancher entre plusieurs explications : les échelles d’auto-évaluation à huit ans sont peu sensibles au changement et discriminent mal, ce que les auteurs avaient déjà constaté avant l’essai ; le parent peut surestimer l’amélioration parce qu’il a été accompagné ; ou le bénéfice porte réellement sur le comportement observable plus que sur le vécu. Aucune de ces hypothèses n’est testée ici.
Ce modèle est-il transposable en France ?
Le concept l’est : un dépistage bref, un retour d’information, une thérapie parentale guidée à distance. L’organisation ne l’est pas telle quelle, le système scolaire anglais et son personnel de santé n’ayant pas d’équivalent direct, et les auteurs eux-mêmes appellent à travailler l’adaptation à d’autres pays. La disponibilité du programme OSI en France n’est pas documentée dans la publication.
Un rapport de cotes de 2,32, cela veut dire que l’intervention marche deux fois mieux ?
Non. Il s’agit d’un rapport de cotes, pas d’un rapport de risques, et il porte sur le passage à un statut binaire de dépistage. Concrètement, 61 % des enfants du bras interventionnel sont négatifs à douze mois contre 38 % du bras contrôle. C’est cet écart de 23 points qui parle, pas le facteur deux.
27 % de participation au dépistage, est-ce que cela invalide l’essai ?
Cela n’invalide pas le résultat obtenu chez les participants, qui restent randomisés par école. Cela limite ce qu’on peut en dire à l’échelle d’une population scolaire entière, d’autant que les familles les moins favorisées ont moins participé. À cette échelle, le statut négatif au dépistage n’est d’ailleurs qu’un critère secondaire, et il ne diffère à aucun temps.
Bibliographie commentée
Étude source. Reardon T, Ukoumunne OC, Taylor L, Ball S, Violato M, Larkin M, Fisk J, Halliday G, Yu S, Williamson V, Ford T, Gray A, Hill C, Jasper B, Macdonald I, Morgan F, Pollard J, Sancho M, Sniehotta FF, Spence SH, Stainer J, Stallard P, Aitken E, Baker J, Calladine H, Chessell C, Green I, Hennigan C, Hooper C, Koenig A, Manley H, Martineau L, Njuguna R, Pall ND, Pearcey S, Potts R, Robertson O, Scott-Day E, Skjerdingstad N, Talbot-Ponsonby W, Vesey T, Watson R, Weisser T, Wright J, Young P, Creswell C. Screening-to-intervention pathway for child anxiety problems alongside usual school practice versus usual school practice only (iCATSi2i): a cluster-randomised, controlled trial in primary schools in England. The Lancet Psychiatry. 2026 ; 13 (5) : 396-412, mise en ligne le 9 avril 2026. DOI 10.1016/S2215-0366(26)00064-7. PMID 41969016. Essai enregistré sous le numéro ISRCTN76119074. Financement : National Institute for Health and Care Research, Programme Grants for Applied Research, référence RP-PG-0218-20010. Liens d’intérêts déclarés : conception de la plateforme OSI par deux auteurs, honoraires de conseil et redevances perçus par l’université d’Oxford et, à titre personnel, par une coautrice ; copyright des items de la SCAS détenu par une autre autrice ; financements de conseil méthodologique versés par Place2Be au groupe de recherche d’une autre autrice ; aucun conflit déclaré pour les autres auteurs. La liste des auteurs est tronquée après Susan H Spence dans le document consulté ; elle est ici complétée par les deux auteurs manquants, Jason Stainer et Paul Stallard, et par les membres nommés de l’équipe iCATS, tels que les registres bibliographiques les portent.
Références de contexte, reprises de la bibliographie de la publication source. Elles y figurent sans identifiant. Leur existence, leur revue, leur année, leur volume et leur pagination ont été confirmées auprès des registres bibliographiques le 2 septembre 2026.
James AC, Reardon T, Soler A, James G, Creswell C. Cognitive behavioural therapy for anxiety disorders in children and adolescents. Cochrane Database of Systematic Reviews. 2020 ; 11 : CD013162. DOI 10.1002/14651858.CD013162.pub2. La revue de référence sur l’efficacité de la TCC dans l’anxiété de l’enfant, et la source des auteurs sur la moindre sensibilité des critères auto-rapportés avant douze ans.
Creswell C, Taylor L, Giles S, et al. Digitally augmented, parent-led CBT versus treatment as usual for child anxiety problems in child mental health services in England and Northern Ireland: a pragmatic, non-inferiority, clinical effectiveness and cost-effectiveness randomised controlled trial. The Lancet Psychiatry. 2024 ; 11 : 193-209. L’essai qui a établi la non-infériorité d’OSI en service de soins, préalable direct au présent travail.
Reardon T, Ukoumunne OC, Ball S, et al. Development of a brief assessment tool to identify children with probable anxiety disorders. JCPP Advances. 2024 ; 5 : e12265. Le développement de l’iCATS-2, avec un seuil de 3 associé à une sensibilité et une spécificité supérieures à 75 % chez les enfants de huit à onze ans.
Stallard P, Skryabina E, Taylor G, et al. Classroom-based cognitive behaviour therapy (FRIENDS): a cluster randomised controlled trial to Prevent Anxiety in Children through Education in Schools (PACES). The Lancet Psychiatry. 2014 ; 1 : 185-192. L’un des travaux cités à l’appui de l’inconstance des interventions universelles en classe.
Guzman-Holst C, Streckfuss Davis R, Andrews JL, Foulkes L. Scoping review: potential harm from school-based group mental health interventions. Child and Adolescent Mental Health. 2025 ; 30 : 208-222. La revue exploratoire sur laquelle les auteurs s’appuient pour discuter les effets délétères possibles des programmes collectifs.
Reardon T, Ukoumunne OC, Violato M, et al. Identifying Child Anxiety Through Schools-identification to intervention (iCATS-i2i): protocol for a cluster randomised controlled trial to compare screening, feedback and intervention for child anxiety problems to usual school practice. Trials. 2022 ; 23 : 896. Le protocole publié.
Ball S, Reardon T, Creswell C, et al. Statistical analysis plan for a cluster randomised controlled trial to compare screening, feedback and intervention for child anxiety problems to usual school practice: identifying Child Anxiety Through Schools-identification to intervention (iCATS-i2i). Trials. 2024 ; 25 : 62. Le plan d’analyse statistique publié.
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Cette analyse s’adresse à des professionnels de santé. Elle ne remplace ni l’évaluation clinique individuelle, ni les recommandations en vigueur, et ne constitue pas un conseil thérapeutique.
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