Publié le 2 septembre 2026, mis à jour le 16 septembre 2026
Prévenir l’anxiété des jeunes enfants par une TCC parentale en ligne : que dit un essai mené dans 95 écoles anglaises ?
Journal of Child Psychology and Psychiatry · 2026 ; 67(8) : 1280-1296 · Reardon T et al.
DOI 10.1111/jcpp.70119
PMID 41711297
Scientifique 76
Éditorial 81
Quatre-vingt-quinze écoles anglaises, un dépistage proposé à toutes les familles des classes tirées au sort, et 865 enfants de 4 à 7 ans retenus parce qu’ils cumulaient au moins un facteur de risque d’anxiété. L’intervention n’est pas donnée à l’enfant, ni même dans l’école : les parents suivent sept modules de thérapie cognitivo-comportementale en ligne, chacun soutenu par un appel bref avec un praticien du service public de santé britannique. Douze mois plus tard, la fréquence des troubles anxieux, établie par entretien diagnostique conduit en aveugle, est de 6,8 % (21 sur 310) dans le bras intervention contre 11,5 % (36 sur 312) dans le bras pratique scolaire habituelle, soit un rapport de cotes ajusté de 0,67 (intervalle de confiance à 95 % de 0,37 à 1,21, p = 0,19). Le critère de jugement principal n’atteint donc pas le seuil de significativité dans l’analyse en intention de traiter. Dans le même temps, les dix critères secondaires sont tous significatifs en faveur de l’intervention, à douze semaines (différences moyennes standardisées de 0,15 à 0,47) comme à douze mois (0,19 à 0,41). L’entretien diagnostique n’a pu être obtenu que chez 72 % des enfants, ce qui fragilise l’interprétation dans les deux sens.
Le contexte
L’anxiété de l’enfant d’âge scolaire est fréquente, elle se repère mal et elle se traite tard. En consultation, le motif arrive rarement sous ce nom : ce sont des maux de ventre du dimanche soir, un refus scolaire naissant, un enfant que l’on décrit comme timide. Les programmes de prévention universelle, c’est-à-dire proposés à tous les enfants d’une classe et non aux seuls enfants repérés, sont une réponse séduisante en santé publique, mais leur efficacité réelle reste discutée. La stratégie évaluée ici est différente : le dépistage est universel, l’intervention ne l’est pas. Toutes les familles des classes participantes ont reçu les questionnaires, et seuls les enfants positifs sur au moins un des trois risques les mieux établis, symptômes anxieux de l’enfant, inhibition comportementale, anxiété du parent, sont entrés dans l’essai.
L’originalité du dispositif tient à deux choix. D’abord il ne s’adresse pas à l’enfant : ce sont les parents qui suivent le programme, ce qui est la règle avant huit ans, faute d’outils d’auto-évaluation validés à cet âge. Ensuite il ne suppose ni déplacement ni séance de groupe : les parents travaillent sur une plateforme en ligne, chaque module étant soutenu par un appel court avec un praticien formé aux thérapies de faible intensité. L’école n’est que le lieu du repérage. Le pari est double : agir sur les réponses parentales à l’évitement, et le faire avec un temps thérapeutique compatible avec un déploiement à l’échelle d’un territoire, ici 152 minutes en moyenne par famille.
L’étude en un coup d’œil
| Élément | |
|---|---|
| Population | |
| Détail865 enfants de 4 à 7 ans (Reception, Year 1, Year 2), scolarisés dans 95 écoles primaires ordinaires d’Angleterre. Sur 15 447 familles invitées, 2 328 enfants ont été dépistés (15 %), 1 172 étaient éligibles (50 % des dépistés) et 865 ont été inclus (74 % des éligibles). Éligibilité : au moins un score positif parmi une échelle d’anxiété préscolaire supérieure ou égale à 34 sur 112, une sous-échelle d’inhibition supérieure ou égale à 30 sur 42, ou un GAD-7 parental supérieur ou égal à 8 sur 21. Aucun diagnostic n’était requis, aucun n’était exclu. Un seul enfant par famille. Deux conditions supplémentaires : maîtrise suffisante de l’anglais et accès régulier à Internet. | |
| Intervention | |
| DétailOSI (Online Support and Intervention for child anxiety), thérapie cognitivo-comportementale conduite par le parent : sept modules en ligne, chacun accompagné d’un appel téléphonique ou vidéo hebdomadaire bref, puis un appel de suivi environ quatre semaines après le dernier contenu. Une application de jeu pour l’enfant est proposée en option. Les thérapeutes sont cinq Children’s Wellbeing Practitioners du service public de santé britannique, professionnels de faible intensité formés en un an, supervisés chaque semaine par un psychologue clinicien. 434 enfants, dont 332 (76 %) ont terminé le contenu principal et 73 % la totalité du programme. Temps thérapeutique moyen : 152 minutes par famille. | |
| Comparateur | |
| DétailPratique scolaire habituelle, 431 enfants. Les écoles des deux bras ont maintenu l’intégralité de leur offre ordinaire et les familles des deux bras restaient libres de recourir à tout soin. L’offre socio-émotionnelle des écoles a été mesurée par un questionnaire dédié (score moyen 8,25 sur 30) et ne différait pas entre les bras. Après l’évaluation à douze mois, les familles du bras témoin ont reçu les contenus du programme en versions texte et audio. | |
| Critère de jugement principal | |
| DétailPrésence ou absence d’un trouble anxieux à douze mois, établie par l’ADIS-P, entretien diagnostique semi-structuré conduit auprès du parent, adapté aux critères du DSM-5. Le diagnostic n’était retenu qu’assorti d’une cote de sévérité clinique de 4 à 8. Entretiens conduits par des évaluateurs en aveugle du bras d’attribution, diagnostic final arrêté en réunion sous la conduite d’un diagnosticien expérimenté lui aussi en aveugle. Double cotation systématique : kappa de 0,85 pour le diagnostic, coefficient de corrélation intraclasse de 0,91 pour la sévérité. | |
| Critères secondaires | |
| DétailDix questionnaires, tous remplis par le parent, à douze semaines et à douze mois. Trois facteurs de risque : symptômes anxieux de l’enfant, inhibition comportementale, anxiété parentale. Deux critères cliniques élargis : retentissement de l’anxiété sur la vie de l’enfant et de sa famille, symptômes externalisés. Cinq cibles directes de l’intervention : surprotection parentale, sentiment d’efficacité parentale, évitement comportemental de l’enfant, intolérance à l’incertitude, efficacité perçue des stratégies d’adaptation. | |
| Plan expérimental | |
| DétailEssai randomisé en grappes, pragmatique, à groupes parallèles, de supériorité, l’unité de randomisation étant l’école. Attribution 1:1 par blocs de deux et de quatre, stratifiée sur la défavorisation scolaire (au dessus ou en dessous de la médiane nationale de 15,8 % d’élèves éligibles aux repas gratuits), conduite par un statisticien indépendant après recueil des données initiales. Analyse principale en intention de traiter sur cinquante jeux de données imputées : équations d’estimation généralisées pour le critère binaire, modèles mixtes pour les critères continus, dans les deux cas avec prise en compte de la corrélation intra-école. Enregistrement prospectif ISRCTN82398107 le 14 janvier 2021, protocole et plan d’analyse statistique publiés avant l’analyse. |
Le contrôle de qualité
| Point contrôlé | Jugement |
|---|---|
| Unité de randomisation et analyse | Cohérentes |
| ConstatLa randomisation porte sur l’école et l’analyse tient compte de la corrélation intra-école. C’est la condition de validité d’un essai en grappes, et elle est remplie. Le regroupement s’est révélé bien plus faible que prévu : le coefficient de corrélation intra-école ajusté du critère principal est de 0,009, contre 0,05 postulé au calcul d’effectif. | |
| Critère principal préspécifié | Oui, mesuré en aveugle |
| ConstatLe critère principal est un diagnostic établi par entretien avec des évaluateurs en aveugle, et non une échelle remplie par le parent formé. Treize pour cent des participants (81 sur 622) ont révélé leur bras pendant l’entretien, mais le superviseur est resté en aveugle jusqu’à l’accord diagnostique. Ce choix protège de l’essentiel du biais de report. | |
| Perte de suivi | 28 % au critère principal |
| Constat622 enfants sur 865 ont eu l’entretien diagnostique à douze mois, soit 72 % de rétention, en deçà de la cible de 80 % retenue au calcul d’effectif. 78 % ont fourni au moins un critère à douze mois. C’est la limite principale de l’essai, et elle explique l’écart entre les deux analyses présentées plus bas. | |
| Insu | Impossible côté parents |
| ConstatUn parent sait s’il a suivi le programme, et les membres de l’équipe en contact avec les écoles et les familles le savaient aussi. Les dix critères secondaires, tous remplis par ce même parent, en sont affectés, ce qui donne au critère principal, mesuré en aveugle, une valeur particulière. | |
| Financement | Non industriel |
| ConstatL’essai est financé par le programme de recherche en santé d’une fondation privée à but non lucratif, le Kavli Trust. Le financeur n’a eu aucun rôle dans la conception de l’étude, le recueil, l’analyse ou l’interprétation des données, ni dans la rédaction. Plusieurs auteurs bénéficient par ailleurs de soutiens individuels publics ou caritatifs, qui ne portent pas sur l’essai lui-même. | |
| Liens d’intérêts | Redevances sur la plateforme |
| ConstatDeux auteures, dont la dernière signataire, sont conceptrices de la plateforme évaluée. Aucune rémunération n’a été perçue pour son usage pendant l’étude, mais l’une d’elles est susceptible de percevoir des redevances personnelles en cas de déploiement plus large, et l’université d’Oxford percevra redevances et honoraires de conseil au titre de la contribution de l’autre, laquelle ne touche rien à titre personnel. S’ajoutent donc à un biais d’allégeance classique, dont l’effet documenté en psychothérapie porte surtout sur les critères non aveugles, des intérêts financiers en aval déclarés par les auteures. | |
Les résultats
| Résultat | Valeur |
|---|---|
| Fréquence d’un trouble anxieux à douze mois | 6,8 % (21 sur 310) contre 11,5 % (36 sur 312) |
| LectureL’écart absolu est de 4,7 points. La raison principale de l’échec du critère de jugement n’est pas le regroupement en écoles, dont l’effet mesuré est négligeable, mais la fréquence observée : l’essai était dimensionné pour détecter un passage de 50 % à 35 %, hypothèse tirée d’un essai antérieur mené chez des enfants sélectionnés sur la seule inhibition. Il s’est retrouvé à comparer 11,5 % à 6,8 %. Les auteurs le disent eux-mêmes : détecter la même réduction relative à ce niveau de fréquence aurait exigé un effectif bien supérieur. | |
| Analyse en intention de traiter, imputation multiple | Rapport de cotes ajusté 0,67 (0,37 à 1,21), p = 0,19 |
| LectureC’est l’analyse principale, celle qui répond à la question posée. Elle est négative au sens strict du terme, ce qui ne veut pas dire qu’elle démontre l’absence d’effet. | |
| Analyse restreinte aux cas complets | Rapport de cotes ajusté 0,57 (0,34 à 0,96), p = 0,034 |
| LectureCette analyse ne porte que sur les familles suivies jusqu’au bout. Les auteurs la jugent explicitement moins robuste que l’analyse principale, et c’est le bon arbitrage : les familles perdues de vue diffèrent des autres, on le sait ici avec certitude. Un résultat de cette nature suggère, il ne démontre pas. | |
| Analyses de sensibilité | Même direction, même conclusion |
| LectureL’analyse de l’effet causal moyen chez les observants donne 0,54 (0,24 à 1,27) sur données imputées et 0,53 (0,26 à 0,84) en cas complets. L’analyse restreinte aux entretiens réalisés dans la fenêtre de recueil prévue donne 0,65 (0,36 à 1,17), p = 0,15 sur données imputées et 0,54 (0,32 à 0,90), p = 0,018 en cas complets. Le schéma se répète : dès que l’on impute, l’intervalle traverse 1 ; dès que l’on restreint aux répondants, il ne le traverse plus. | |
| Critères secondaires | Dix sur dix significatifs, effets de 0,15 à 0,47 à douze semaines et 0,19 à 0,41 à douze mois |
| LectureLes effets les plus marqués portent sur la surprotection parentale (0,47 à douze semaines, 0,41 à douze mois) et sur les symptômes anxieux de l’enfant (0,43 puis 0,35). Les plus faibles portent sur les symptômes externalisés (0,15 à douze semaines) et sur l’inhibition (0,19 à douze mois). Contrairement au critère principal, ces résultats sont concordants entre données imputées et cas complets. La convergence est donc solide sur le plan statistique. Elle reste la partie la moins protégée du dispositif, puisque ces dix mesures proviennent toutes d’un unique informateur qui sait ce qu’il a reçu. | |
| Tolérance | Aucun événement indésirable grave |
| LectureUn événement indésirable lié aux procédures de l’essai dans chaque bras. Cinq participants, dont quatre du bras témoin, ont signalé une gêne attendue liée au remplissage des questionnaires, et quatre participants du bras intervention une gêne légère liée à la participation au programme. Rien qui pèse contre le rapport bénéfice risque d’une intervention de ce type. | |
Un nombre de sujets à traiter n’est pas rapporté par les auteurs, et il ne se calcule pas ici. Il supposerait une différence de risque estimée avec son intervalle de confiance ; or l’analyse principale ne conclut pas, et la différence de fréquences observée ne porte que sur les enfants effectivement évalués, c’est-à-dire sur la population dont on sait qu’elle n’est pas représentative de l’ensemble des inclus.
Lecture critique
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Processus de randomisation | Faible risque |
| ConstatAttribution par blocs de deux et de quatre, stratifiée sur la défavorisation scolaire, conduite par un statisticien indépendant de l’essai après recueil des données initiales, les écoles étant ordonnées sur leur effectif pour limiter le déséquilibre des bras. Les caractéristiques d’écoles et de participants sont comparables entre les bras, à l’exception de la dernière vague de recrutement (40 enfants contre 12), déséquilibre pris en compte par l’ajustement sur la vague. Aucune école n’a quitté l’essai. | |
| Écarts au protocole | Réserve |
| ConstatEssai ouvert par nature. L’observance est bonne pour ce type de format : 76 % des familles du bras intervention ont terminé le contenu principal et 73 % la totalité, à comparer aux 34 % de participation aux séances de groupe et aux 25 % de complétion d’un programme en ligne non accompagné rapportés dans les essais antérieurs. L’analyse de l’effet causal chez les observants ne modifie pas la conclusion du critère principal. | |
| Données manquantes | Risque élevé |
| ConstatVingt-huit pour cent d’enfants sans entretien diagnostique à douze mois. Les taux sont comparables entre les bras, mais les enfants sans donnée diagnostique venaient plus souvent de milieux défavorisés et de foyers monoparentaux, et présentaient un fonctionnement clinique plus altéré à l’inclusion. Autrement dit, les données ne manquent pas au hasard sans condition. L’imputation multiple corrige sous l’hypothèse qu’elles manquent au hasard conditionnellement aux variables du modèle, hypothèse invérifiable. L’écart entre les deux analyses est précisément la mesure de cette incertitude. | |
| Mesure du critère de jugement | Faible risque |
| ConstatEntretien diagnostique semi-structuré de référence dans le domaine, évaluateurs et diagnosticien superviseur en aveugle, double cotation de tous les entretiens, accord inter-juges élevé. Le contraste est net avec les critères secondaires, qui reposent tous sur un informateur unique non aveugle. | |
| Sélection du résultat rapporté | Faible risque |
| ConstatEnregistrement prospectif, protocole et plan d’analyse statistique publiés avant l’analyse, statisticiens en aveugle jusqu’au verrouillage des données. Le résultat principal négatif est rapporté comme tel et la conclusion ne lui substitue pas un critère secondaire. C’est ce qui distingue cet essai de beaucoup d’autres. | |
| Validité externe | Sélection à l’entrée |
| ConstatQuinze pour cent seulement des familles invitées ont répondu au dépistage, contre 50 % attendus, et la moitié des enfants dépistés se sont révélés éligibles, ce qui signale une auto-sélection des familles concernées. Les écoles les plus défavorisées ont dépisté et inclus nettement moins d’enfants (18 dépistés et 7 inclus en moyenne, contre 30 et 11 ailleurs), et les familles locataires, peu diplômées, sans emploi, monoparentales ou issues de minorités étaient sous-représentées parmi les inclus. Quatre-vingt-sept pour cent des enfants et 90 % des parents étaient décrits comme blancs, contre 82 % de la population d’Angleterre et du pays de Galles. S’y ajoutent deux conditions d’éligibilité qui excluent une partie de la population cible : la maîtrise de l’anglais et un accès régulier à Internet. Un seul pays, un seul système scolaire, et un métier, le praticien du bien-être de l’enfant, qui n’a pas d’équivalent direct ailleurs. | |
Niveau de preuve
La confiance est élevée sur le plan expérimental : un essai randomisé en grappes de cette taille, prospectivement enregistré, avec protocole et plan d’analyse publiés, un critère principal diagnostique mesuré en aveugle et une analyse correctement ajustée, est ce que la littérature de prévention produit de plus solide. Elle est élevée aussi sur l’honnêteté du rapport, puisque le résultat principal négatif est assumé jusque dans la conclusion.
Il faut ensuite distinguer trois niveaux. Ce qui est démontré, c’est que le programme améliore ce que les parents mesurent : dix critères sur dix, à deux horizons, avec des résultats concordants entre l’analyse imputée et l’analyse en cas complets, ce qui est rare et compte. Ce qui n’est pas démontré, c’est la réduction des troubles anxieux diagnostiqués à douze mois : l’analyse principale ne conclut pas, et le seul résultat significatif sur ce critère provient d’une analyse restreinte aux familles suivies jusqu’au bout, c’est-à-dire du mécanisme même par lequel un biais de sélection produit un effet apparent. Ce qui reste ouvert, ce sont deux choses : la part des effets sur les critères secondaires qui tient à un informateur unique et non aveugle, et la traduction éventuelle de ces effets en moins de troubles constitués à plus long terme, que l’essai n’a pas mesurée. Sur ce dernier point, il faut être précis : il ne s’agit pas d’une absence de signal, mais d’une absence d’analyse. Le suivi s’arrête à douze mois.
Un dernier élément mérite d’être dit, car il pèse plus que tout le reste sur l’interprétation du critère principal. L’essai a été construit sur l’hypothèse que la moitié des enfants du bras témoin auraient un trouble anxieux à douze mois. Ils ont été 11,5 %. L’écart entre l’hypothèse et l’observation ne traduit pas un défaut de conduite, mais le fait que dépister trois risques dans la population générale scolaire ne sélectionne pas la même population que sélectionner des enfants inhibés en laboratoire. La conséquence est mécanique : la puissance réelle de l’essai sur ce critère était très inférieure à celle qui était prévue.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« Un essai propre, dans 95 écoles, qui rate son critère principal et gagne sur les dix autres. Le problème n’est pas la conduite, c’est qu’il a été dimensionné sur une prévalence attendue de 50 % et qu’il en a observé 11,5 %. Je retiens qu’une TCC parentale en ligne, avec deux heures et demie de thérapeute par famille, fait bouger tout ce que les parents mesurent, et que trois familles sur quatre vont au bout. Je ne retiens pas qu’elle prévient les troubles anxieux. »
Traduction pour la pratique : l’intérêt de cet essai n’est pas de fournir un programme à recommander, il n’est pas disponible en France, mais de montrer qu’un format léger, à distance et soutenu par de brefs appels, tient la distance chez des familles ordinaires et produit un signal mesurable là où l’on attendait peu. C’est un argument pour orienter vers les guidances parentales existantes, pas pour en promettre l’efficacité préventive.
Ce que vous pouvez en faire
- Devant un enfant de 4 à 7 ans décrit comme anxieux, l’interlocuteur utile est le parent. Ce que cet essai rend défendable, c’est de consacrer du temps à la réponse parentale aux conduites d’évitement, et notamment à la surprotection, qui est ici la cible sur laquelle l’effet est le plus net, sans attendre qu’un trouble constitué justifie une prise en charge individuelle.
- À un parent qui demande si un programme bref sert à quelque chose, la réponse honnête est que les effets sur les symptômes et sur les comportements parentaux sont réels et reproduits d’une analyse à l’autre, mais que l’essai le mieux conduit n’a pas montré de réduction des troubles anxieux diagnostiqués. C’est une raison d’essayer, pas une promesse.
- Le format compte autant que le contenu : sept modules en ligne, des appels hebdomadaires courts, environ deux heures et demie de temps thérapeutique par famille, et trois familles sur quatre qui terminent, là où les séances de groupe en présentiel n’en retenaient qu’une sur trois. Ce qui limite la portée d’une guidance parentale en pratique, c’est rarement son contenu, c’est son accessibilité.
- L’anxiété du parent est ici l’un des trois critères d’entrée, et elle s’améliore sous l’intervention. C’est un rappel utile : interroger l’anxiété du parent devant un enfant anxieux n’est pas une digression, c’est une partie de l’évaluation.
- Cet essai est un bon support pour expliquer, à un interne comme à un confrère, pourquoi un résultat en cas complets ne remplace pas une analyse en intention de traiter, et pourquoi une hypothèse de prévalence trop haute peut condamner un essai avant même qu’il commence.
- Ce qui reste à surveiller : le maintien du bénéfice au delà de douze mois, qui n’a pas été mesuré ici.
- La conduite à tenir est détaillée dans l’arbre décisionnel du trouble anxieux généralisé.
Questions fréquentes
L’essai est-il négatif ou positif ?
Négatif sur ce qu’il s’était engagé à mesurer, positif et significativement sur les dix critères secondaires. Les deux affirmations sont vraies en même temps, et les présenter séparément revient à choisir sa conclusion à l’avance.
Pourquoi ne pas retenir l’analyse significative ?
Parce qu’elle exclut les familles perdues de vue, un peu moins de trois sur dix. On sait ici que ces familles diffèrent des autres : elles étaient plus souvent défavorisées, monoparentales, et leurs enfants allaient moins bien à l’inclusion. Le résultat en cas complets est donc biaisé, dans une direction qui n’est pas connue avec certitude mais qui n’a rien d’aléatoire. L’analyse en intention de traiter existe pour cette raison, et les auteurs eux-mêmes la privilégient.
Une taille d’effet de 0,15 à 0,47 est-elle cliniquement utile ?
Ces enfants ne sont pas tirés au hasard : ils ont tous au moins un facteur de risque repéré au dépistage. Dans une telle population, un effet de cet ordre déplace modérément chaque enfant, mais il porte sur des cibles dont on sait qu’elles prédisent l’anxiété future, au premier rang desquelles la surprotection parentale. C’est le raisonnement de la prévention ciblée, et il ne se transpose pas tel quel au patient qui consulte pour un trouble constitué.
Le fait que des auteurs aient conçu le programme change-t-il quelque chose ?
Cela ne disqualifie rien, et les liens sont déclarés avec précision, y compris les redevances futures possibles. Mais cela pèse surtout sur les critères que les parents remplissent eux-mêmes. C’est un argument de plus pour donner au critère principal, mesuré en aveugle, la place qu’il occupe ici.
Peut-on transposer ce programme en France ?
Pas en l’état. Il repose sur une plateforme dédiée et sur un métier, le praticien du bien-être de l’enfant, qui n’a pas d’équivalent direct dans le système français. Il suppose aussi un accès régulier à Internet et une maîtrise de la langue, deux conditions qui étaient exigées à l’inclusion. Et il faut retenir le chiffre le plus dérangeant de l’essai : 15 % des familles invitées ont répondu au dépistage. Ce qui se transpose, c’est le principe d’une guidance parentale brève, à distance et accompagnée, pas le dispositif.
Bibliographie commentée
Étude source. Reardon T, Ukoumunne OC, Dodd H, Halliday G, Hill C, Jasper B, Jones B, Lawrence PJ, Morgan F, Placzek A, Rapee RM, Violato M, Yu S, MYCATS Team, Creswell C. Parent-led CBT delivered via online and telephone support alongside usual school practice versus usual school practice only for young children identified as at risk for anxiety disorders through screening in schools: a cluster randomised controlled trial. Journal of Child Psychology and Psychiatry. 2026 ; 67(8) : 1280-1296. DOI 10.1111/jcpp.70119. PMID 41711297. Financement : Kavli Trust Programme on Health Research, le financeur n’ayant eu aucun rôle dans la conception, le recueil, l’analyse, l’interprétation ni la rédaction ; soutiens individuels d’auteurs par le NIHR, l’UKRI (bourse MR/S017909/1) et le Prudence Trust. Liens d’intérêts : C. Creswell et C. Hill sont conceptrices de la plateforme évaluée, sans rémunération pendant l’étude ; C. Hill est susceptible de percevoir des redevances personnelles en cas de déploiement plus large, et l’université d’Oxford percevra des redevances et honoraires de conseil au titre de la contribution de C. Creswell, qui ne perçoit aucun revenu personnel ; les autres auteurs déclarent n’avoir aucun conflit d’intérêts.
Enregistrement du protocole. ISRCTN82398107, enregistrement prospectif le 14 janvier 2021. Protocole et plan d’analyse statistique publiés avant l’analyse. Approbation éthique : comité d’éthique interdivisionnaire des sciences médicales de l’université d’Oxford, référence R62531, du 6 janvier 2021.
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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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