Publié le 25 septembre 2026
Thérapie cognitivo-comportementale seule dans les troubles liés aux stimulants : lire un odds ratio de 2,88 avec sa certitude
L’essentiel
Cette revue systématique avec méta-analyse (protocole enregistré dans PROSPERO) a inclus 9 essais randomisés, dont 8 (849 participants) dans la méta-analyse, pour comparer une thérapie cognitivo-comportementale (TCC) autonome, sans autre intervention psychosociale structurée, à un traitement minimal (soins habituels, liste d’attente, placebo attentionnel) chez des personnes ayant un trouble lié à l’usage de stimulants. L’abstinence à court terme (4 à 24 semaines) est plus fréquente sous TCC : rapport de cotes de 2,88 (IC à 95 % de 1,08 à 7,70), avec une hétérogénéité substantielle (I² de 75,62 %) et une certitude GRADE faible. Les abandons sont comparables et aucun événement indésirable imputable à la TCC n’a été rapporté. Les auteurs concluent que la TCC seule pourrait augmenter l’abstinence à court terme, et que cette estimation doit être interprétée avec prudence.
Le contexte
Selon les auteurs, il n’existe pas de pharmacothérapie approuvée pour les troubles liés à l’usage de stimulants ; les interventions psychosociales sont la base de la prise en charge, et la gestion des contingences est celle qui dispose des preuves les plus solides, mais sa mise en œuvre se heurte à des obstacles organisationnels et éthiques.
Les revues antérieures associaient souvent la TCC à d’autres interventions ou la comparaient à des soins habituels comportant des éléments actifs. Cette revue isole les essais de TCC autonome contre traitement minimal pour estimer sa contribution propre. Le résultat poolé se lit avec son intervalle, son hétérogénéité et sa certitude.
L’étude en un coup d’œil
| Élément | |
|---|---|
| Population | |
| Personnes de tout âge ayant un trouble lié à l’usage de stimulants (critères DSM ou CIM, ou usage régulier ou dépendant) ; usage récréatif non dépendant exclu. Dans les essais inclus : cocaïne (5), amphétamine (2), méthamphétamine (2), tous en ambulatoire, 7 sur 9 en pays occidentaux, âge moyen le plus souvent entre 30 et 40 ans | |
| Intervention | |
| TCC autonome, structurée, manualisée, ciblant l’usage de stimulants, sans autre intervention psychosociale structurée ; individuelle ou en groupe, en présentiel ou numérique ; de 2 à 48 séances. Plusieurs essais se déroulaient chez des patients par ailleurs sous méthadone ou sous diacétylmorphine | |
| Comparateur | |
| Traitement minimal : soins habituels, absence de traitement (liste d’attente, évaluation seule) ou placebo attentionnel. Dans le tableau 1 de la publication : éducation sur les drogues, livret d’auto-assistance, liste d’attente, méthadone standard, placebo associé à un traitement de fond | |
| Critère de jugement principal | |
| Abstinence à court terme du stimulant ciblé, critère binaire (abstinent ou non), évalué au critère principal propre à chaque essai ou au premier suivi post-traitement (4 à 24 semaines) ; contrôle urinaire privilégié, analyse en intention de traiter, perdus de vue classés non abstinents. Critères secondaires : abandon du traitement, événements indésirables | |
| Design | |
| Revue systématique et méta-analyse (PRISMA 2020, protocole PROSPERO CRD420251012327) ; recherche dans PubMed, Embase, PsycINFO et Cochrane Library jusqu’au 15 mai 2025, essais randomisés publiés en anglais ; 9 essais inclus, 8 dans la méta-analyse (849 participants : 457 TCC, 392 contrôles) ; modèle à effets aléatoires (REML) | |
Le contrôle de qualité
| Élément | Jugement |
|---|---|
| Enregistrement et déclaration | Enregistré, PRISMA 2020 |
| ConstatProtocole PROSPERO CRD420251012327 et déclaration PRISMA 2020. Les analyses par région, par nombre de séances, par mode de vérification et l’analyse sans les essais à zéro événement sont post hoc. | |
| Sélection et extraction | Double lecture, tiers en cas de désaccord |
| ConstatSélection et extraction par deux relecteurs indépendants, avec un troisième relecteur en cas de désaccord. Pour un essai, les valeurs ont été extraites d’une figure avec un logiciel de numérisation. | |
| Risque de biais | 4 essais sur 8 à risque élevé |
| ConstatOutil Cochrane RoB 2. Risque élevé pour quatre essais, surtout à cause des données manquantes (domaine 3) et, pour deux d’entre eux, d’un critère fondé sur l’auto-déclaration non aveugle (domaine 4). | |
| Hétérogénéité | Substantielle, explication post hoc |
| ConstatI² de 75,62 %. Les auteurs l’attribuent à deux essais sans événement dans le bras contrôle, dans une analyse post hoc. | |
| Biais de publication | Non détecté, faible puissance |
| ConstatTest d’Egger non significatif (p = 0,28) ; avec 8 essais, les auteurs soulignent que ce résultat ne prouve pas l’absence de biais. | |
| Certitude des preuves | Faible |
| ConstatGRADE faible : abaissée d’un niveau pour le risque de biais et d’un niveau pour l’imprécision. Les auteurs n’ont pas abaissé pour incohérence. | |
| Financement et liens d’intérêts | Public, aucun lien déclaré |
| ConstatSubvention du Ministry of Health and Welfare de la République de Corée (Mental Health related Social Problem Solving Project, RS-2024-00421277), sans rôle du financeur dans l’étude. Les auteurs déclarent l’absence de toute relation commerciale ou financière pouvant être considérée comme un conflit d’intérêts potentiel. | |
Les résultats
| Élément | Valeur |
|---|---|
| Abstinence à court terme | OR 2,88 |
| Constat145/457 (31,7 %) sous TCC contre 42/392 (10,7 %) sous traitement minimal ; IC à 95 % de 1,08 à 7,70 ; p = 0,04 ; soit 150 abstinents de plus pour 1 000 (de 8 à 373 de plus), d’après le tableau GRADE des auteurs. | |
| Hétérogénéité | I² 75,62 % |
| ConstatHétérogénéité substantielle selon les auteurs. | |
| Certitude des preuves | GRADE faible |
| ConstatAbaissée pour le risque de biais et l’imprécision. | |
| Abandon du traitement | OR 1,13 |
| ConstatIC à 95 % de 0,67 à 1,91 ; 8 essais ; 99/465 sous TCC contre 77/389 sous traitement minimal. Ces chiffres et le jugement GRADE de ce critère (faible, imprécision et biais de publication suspecté) figurent dans le matériel supplémentaire. | |
| Événements indésirables | Aucun rapporté |
| ConstatAucun essai n’a rapporté d’événement indésirable attribuable à la TCC ; les modalités de surveillance variaient selon les essais et n’étaient pas précisées dans quatre d’entre eux. | |
| Analyse avec données per protocole | OR 3,39 |
| ConstatIC à 95 % de 1,12 à 10,22. | |
| Analyse limitée à l’abstinence ponctuelle en fin de traitement | OR 5,55 |
| ConstatIC à 95 % de 1,72 à 17,89 ; 5 essais. | |
| Analyse sans les 4 essais à risque de biais élevé | OR 8,72 |
| ConstatIC à 95 % de 1,45 à 52,63 ; I² de 80,04 %. | |
| Analyse post hoc sans les 2 essais à zéro événement dans le bras contrôle | OR 2,22 |
| ConstatIC à 95 % de 1,44 à 3,42 ; I² de 0,00 %. Ce résultat est identique à celui du sous-groupe hors Asie. | |
| Sous-groupe selon le stimulant | p = 0,05 |
| ConstatMéthamphétamine ou amphétamine : OR 9,14 (1,69 à 49,35), 4 essais, 598 participants. Cocaïne : OR 1,26 (0,42 à 3,72), 4 essais, 251 participants. Différence à la limite de la significativité, que les auteurs jugent en partie artéfactuelle. | |
| Sous-groupe selon la région (post hoc) | p < 0,001 |
| ConstatAsie : OR 70,44 (9,57 à 518,42), 2 essais. Hors Asie : OR 2,22 (1,44 à 3,42), 6 essais. Les auteurs y voient un artéfact des deux essais à zéro événement, non un effet propre à la région. | |
| Sous-groupes selon le format et le nombre de séances | Sans différence |
| ConstatIndividuel contre groupe : p = 0,29. Huit séances ou moins (OR 3,07 ; 1,88 à 5,02) contre plus de huit (OR 1,93 ; 0,19 à 19,41) : p = 0,70. | |
| Résultats à plus long terme | Pas de conclusion |
| ConstatQuatre essais ont fourni un suivi au-delà de la période prévue ; les auteurs jugent que les durées et critères trop disparates interdisent toute conclusion sur la durabilité. | |
Lecture critique
| Élément | Jugement |
|---|---|
| Conduite de la revue | Solide |
| ConstatProtocole enregistré, double extraction, RoB 2, GRADE, limites déclarées par les auteurs (langue anglaise, essais publiés, peu d’essais). | |
| Hétérogénéité | Substantielle, explication post hoc |
| ConstatLa disparition de l’hétérogénéité après retrait de deux essais à zéro événement (dont l’un, Shakiba et al., repose sur un zéro supposé faute de données rapportées) repose sur une analyse post hoc. Elle ne prouve pas l’absence d’effet modificateur, et région et stimulant sont confondus dans ces deux essais. | |
| Précision | À nuancer |
| ConstatLa borne inférieure de l’intervalle (1,08) est proche de 1 et p = 0,04 ; les auteurs jugent l’imprécision sérieuse (peu d’essais, peu d’événements, correction de continuité). | |
| Comparateur | À nuancer |
| ConstatLes contrôles vont de la liste d’attente au placebo associé à un traitement de fond ; plusieurs essais incluaient des patients sous méthadone ou sous diacétylmorphine. L’effet de la TCC contre une autre psychothérapie n’est pas estimé, les essais correspondants ayant été exclus par conception. | |
| Portée | Court terme, essais surtout occidentaux |
| ConstatLe critère principal porte sur 4 à 24 semaines ; 7 essais sur 9 viennent de pays occidentaux et la transposition à l’Asie n’est pas établie. | |
Niveau de preuve
Il s’agit d’une méta-analyse d’essais randomisés dont la certitude GRADE est faible, abaissée pour le risque de biais (4 essais sur 8 à risque élevé) et pour l’imprécision. Les auteurs n’ont pas abaissé la certitude pour incohérence, l’hétérogénéité étant selon eux liée à deux essais à zéro événement.
La conduite de la revue est rigoureuse. La confiance est limitée sur l’ampleur de l’effet, dont l’intervalle est large, sur son extension à la cocaïne (sous-groupe non significatif) et sur sa durabilité, non évaluée de façon quantitative.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« La TCC seule est une option accessible quand l’offre est limitée : l’abstinence à court terme est plus fréquente, avec un rapport de cotes de 2,88, et les abandons sont comparables. Mais l’intervalle est large, la certitude faible, et l’effet sur la cocaïne n’est pas démontré. Je la propose en mesurant le résultat. »
Traduction pour la pratique : on peut proposer la TCC comme option accessible, avec un suivi systématique des résultats, sans en garantir l’effet.
Ce que vous pouvez en faire
- Ce que vous pouvez comprendre : un rapport de cotes de 2,88 dont la borne basse est à 1,08, avec un I² de 75,62 % et une certitude faible, indique une association avec plus d’abstinence à court terme, à interpréter avec prudence.
- Ce que vous pouvez répondre à un patient : la TCC peut augmenter les chances d’abstinence à court terme, sans qu’on sache encore si l’effet dure, et aucun effet indésirable propre à la TCC n’a été rapporté dans ces essais.
- Ce que vous pouvez faire : proposer une TCC manualisée, en particulier quand la gestion des contingences n’est pas disponible, en fixant avec le patient des objectifs mesurables (abstinence, idéalement vérifiée par contrôle urinaire) et en réévaluant à échéance.
- Ce que vous pouvez enseigner : lire un rapport de cotes avec l’intervalle, l’hétérogénéité et la certitude, et repérer qu’une hétérogénéité expliquée par une analyse post hoc reste une hypothèse.
- Cadre d’exercice en France : la TCC manualisée est accessible dans les centres de soins, d’accompagnement et de prévention en addictologie (CSAPA), et il n’existe pas d’autorisation pharmacologique pour ces troubles. Le raisonnement vaut partout où aucun médicament n’est autorisé dans cette indication.
Questions fréquentes
La TCC est-elle efficace dans les troubles liés à l’usage de stimulants ?
Elle pourrait augmenter l’abstinence à court terme, selon les auteurs : rapport de cotes de 2,88 (IC à 95 % de 1,08 à 7,70), avec une hétérogénéité substantielle et une certitude faible. L’effet à plus long terme n’est pas établi.
Que veut dire un I² de 75,62 % ?
Qu’une grande part de la variabilité entre les résultats des essais ne s’explique pas par le hasard. Les auteurs l’attribuent à deux essais sans événement dans le bras contrôle : sans eux, l’hétérogénéité disparaît et le rapport de cotes est de 2,22 (1,44 à 3,42), mais cette analyse est post hoc.
Existe-t-il un médicament pour ces troubles ?
Selon les auteurs, il n’existe pas de pharmacothérapie approuvée. La gestion des contingences est l’approche psychosociale la mieux étayée, mais elle est difficile à mettre en œuvre dans beaucoup de contextes.
La TCC seule vaut-elle mieux qu’une autre psychothérapie ?
La revue ne permet pas de le dire : le comparateur est un traitement minimal, et les essais comparant la TCC à d’autres psychothérapies ont été exclus.
Ces résultats valent-ils pour tous les stimulants ?
Pas de façon démontrée. L’effet est significatif pour la méthamphétamine ou l’amphétamine (OR 9,14 ; 1,69 à 49,35) mais pas pour la cocaïne (OR 1,26 ; 0,42 à 3,72) ; la différence est à la limite de la significativité (p = 0,05) et les auteurs la jugent en partie artéfactuelle.
Bibliographie commentée
Étude source. Kim J, Kwak J, Jeong H, Kim NJ, Lee S-Y, Kim Y, Kim J, Han S, Chun H-r, Park KJ, Lee S-B, Kim G, Lee HK, Yim HW. Efficacy of cognitive behavioral therapy for stimulant use disorders: a systematic review and meta-analysis. Frontiers in Psychiatry. 2025;16:1695702. Publié le 10 novembre 2025. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2025.1695702. PMID : 41293198. Financement : Mental Health related Social Problem Solving Project, Ministry of Health and Welfare de la République de Corée (subvention RS-2024-00421277), sans rôle dans la conception, l’analyse ni la rédaction. Liens d’intérêts : les auteurs déclarent que la recherche a été menée en l’absence de toute relation commerciale ou financière pouvant être considérée comme un conflit d’intérêts potentiel. Matériel supplémentaire : le texte et les tableaux du matériel supplémentaire (annexes A à I, dont le tableau GRADE du critère d’abandon) ont été consultés ; les figures supplémentaires S1 à S6 n’ont pas été consultées, et aucune donnée qui n’y figure que là n’est reprise ici.
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