Publié le 12 août 2026, mis à jour le 15 septembre 2026
TDAH de l’adulte : les traitements gardent-ils leur effet quand c’est le patient qui évalue ?
L’essentiel
Une méta-analyse en réseau par composantes rassemble 113 essais contrôlés randomisés et 14 887 adultes présentant un TDAH, pour comparer 50 traitements décomposés en composantes thérapeutiques, pharmacologiques, psychologiques et de neurostimulation. Deux composantes seulement présentent des arguments de bénéfice concordants selon les deux sources d’évaluation, l’auto-évaluation du patient et l’évaluation par le clinicien : les stimulants et l’atomoxétine. Pour l’atomoxétine, ce bénéfice se paie d’un excès d’arrêts de traitement, avec un odds ratio d’arrêt toutes causes de 1,43 (IC 95 % de 1,14 à 1,80) face au placebo ; la guanfacine à libération prolongée fait de même, avec un odds ratio de 3,70 (IC 95 % de 1,22 à 11,19). Les psychothérapies, thérapie cognitivo-comportementale, remédiation cognitive, pleine conscience et psychoéducation, montrent un signal favorable lorsque c’est le clinicien qui note, signal qui ne se retrouve pas dans l’auto-évaluation. La stimulation transcrânienne à courant continu suit exactement le même profil. La confiance dans les estimations, évaluée par le cadre CINeMA, va de très faible à modérée y compris pour les deux résultats pharmacologiques principaux. Ce qui est démontré ici est une hiérarchie de preuves, pas une hiérarchie d’efficacité vraie : la discordance entre évaluateurs reste un résultat à interpréter, pas un verdict sur les psychothérapies.
Le contexte
Le TDAH de l’adulte se traite rarement par une seule modalité. En consultation, la question posée n’est presque jamais « le méthylphénidate marche-t-il », mais « faut-il ajouter une thérapie cognitivo-comportementale », « que vaut l’atomoxétine si les stimulants ne conviennent pas », « la stimulation transcrânienne a-t-elle sa place ». Ces questions supposent une comparaison entre des interventions qui n’ont presque jamais été confrontées directement dans un même essai.
La méta-analyse en réseau répond partiellement à ce problème en combinant comparaisons directes et indirectes. Sa variante par composantes va plus loin : elle tente de séparer, dans les prises en charge combinées, la contribution de chaque élément constitutif. C’est l’intérêt principal de ce travail, et aussi sa principale exigence méthodologique, car décomposer suppose que les composantes s’additionnent, hypothèse qui se pose et se discute, mais ne se vérifie pas directement.
S’y ajoute une question ancienne et rarement traitée de front : qui juge de l’amélioration. Dans le TDAH de l’adulte, l’auto-évaluation et l’hétéro-évaluation ne mesurent pas exactement la même chose, et l’insu est structurellement plus fragile pour une psychothérapie que pour un comprimé.
Ce que le modèle mesure, et ce qu’il ne mesure pas
Une décomposition d’effets, pas une explication physiopathologique
| Élément | Statut dans l’étude |
|---|---|
| Effet propre de chaque composante | Estimé par le modèle par composantes |
| Constat L’estimation repose sur une hypothèse d’additivité des composantes. Cette hypothèse est un choix de modélisation, pas une observation. Si les composantes interagissent, l’effet attribué à chacune est déplacé. | |
| Symptômes rapportés par le patient | Mesurés, analysés séparément |
| Constat C’est l’apport le plus original du travail : les deux sources d’évaluation ne sont pas fusionnées en un critère unique, elles sont traitées comme deux questions distinctes. | |
| Symptômes cotés par le clinicien | Mesurés, analysés séparément |
| Constat La comparaison des deux jeux de résultats est ce qui rend visible la discordance sur les psychothérapies. Elle ne dit pas laquelle des deux sources se trompe. | |
| Tolérance | Approchée par la discontinuation |
| Constat L’arrêt de traitement est un critère de substitution de la tolérance. Il agrège effets indésirables, inefficacité perçue et contraintes pratiques, et ne renseigne pas sur la nature de l’événement. | |
| Qualité de vie, dysrégulation émotionnelle, fonctions exécutives | Analysés, mais en critères secondaires |
| Constat Ces dimensions ont bien été analysées, sur des réseaux beaucoup plus petits. Sur la qualité de vie à 12 semaines, six essais et 1 472 participants seulement, et aucune différence mise en évidence entre les composantes actives et le placebo. Il s’agit donc d’une absence de mise en évidence sur un réseau peu puissant, ce qui n’autorise ni à conclure à un bénéfice fonctionnel ni à conclure à son absence. | |
L’étude en un coup d’œil
| Population, intervention, comparateur, critère | |
|---|---|
| Population | |
| Détail Adultes de 18 ans et plus présentant un TDAH selon le DSM-III ou une édition ultérieure, la CIM-10 ou la CIM-11. 14 887 participants, 113 essais contrôlés randomisés inclus, retenus sur 32 416 notices identifiées. Âge médian 35,6 ans. Population adulte exclusivement, ce qui distingue ce travail des synthèses couvrant enfants et adultes ensemble. | |
| Interventions | |
| Détail 50 traitements identifiés, décomposés en composantes thérapeutiques ; quatorze composantes actives figurent dans la matrice principale. Médicaments : stimulants (amphétamines dont lisdexamfétamine, méthylphénidate), atomoxétine, bupropion, clonidine, guanfacine à libération prolongée, modafinil, viloxazine. Psychothérapies et interventions psychologiques : thérapie cognitivo-comportementale, thérapie comportementale dialectique, pleine conscience, psychoéducation, remédiation et entraînement cognitifs, relaxation. Neurostimulation et neurofeedback : stimulation magnétique transcrânienne, stimulation transcrânienne à courant continu, neurofeedback. Les combinaisons sont décomposées en composantes. | |
| Comparateur | |
| Détail Placebo ou autre intervention active, par comparaisons directes et indirectes au sein du réseau. | |
| Critères de jugement | |
| Détail Trois critères principaux : sévérité des symptômes centraux du TDAH au terme le plus proche de 12 semaines, analysée séparément en auto-évaluation et en évaluation clinicienne, et acceptabilité approchée par l’arrêt de traitement toutes causes. Les effectifs par critère diffèrent : 56 essais et 7 375 participants pour le critère auto-rapporté, 54 essais et 9 742 participants pour le critère clinicien, 77 essais et 13 008 participants pour l’acceptabilité. La légende de la figure 1 annonce 8 083 participants pour le critère auto-rapporté, là où le corps du texte en indique 7 375 : cette discordance interne n’est pas expliquée par les auteurs. Critères secondaires : symptômes à 26 et 52 semaines, tolérance, dysrégulation émotionnelle, fonctions exécutives, qualité de vie. | |
| Design | |
| Détail Revue systématique et méta-analyse en réseau par composantes. Modèle à effets aléatoires en cadre fréquentiste, sous R version 4.3.1 avec le paquet netmeta, classement par p-score. Les modèles bayésiens ne servent qu’aux méta-régressions en réseau sur les covariables. Niveau de preuve CEBM 1a. Protocole enregistré sur PROSPERO, numéro CRD42021265576, et publié dans BMJ Open en 2022. Financement National Institute for Health and Care Research, bourse NIHR203035, sans participation industrielle. |
Le contrôle de qualité
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Protocole et enregistrement | Pré-enregistré |
| Constat Enregistrement PROSPERO sous le numéro CRD42021265576, protocole publié dans BMJ Open en 2022, donc antérieur à l’analyse. Les auteurs rapportent en annexe les écarts au protocole et leurs motifs, ce qui est le bon usage. On note toutefois un écart de méthode entre le protocole, qui annonçait un cadre bayésien et un classement par SUCRA, et le rapport final, qui retient un cadre fréquentiste et un classement par p-score. | |
| Recherche et sélection | Conforme PRISMA-NMA |
| Constat Extraction en double et indépendante. C’est le standard attendu pour une synthèse de cette taille. | |
| Risque de biais des essais inclus | RoB 2 appliqué, résultats hétérogènes |
| Constat L’outil RoB 2 a été appliqué de façon systématique, et séparément pour chacun des critères principaux. Les auteurs indiquent avoir dégradé les interventions non menées en insu, ce qui pénalise structurellement les bras psychologiques. Restreindre l’analyse aux seuls essais à faible risque de biais ne laisse que 11 essais et 2 281 participants pour le critère auto-rapporté, contre 34 essais et 9 480 participants pour l’acceptabilité. | |
| Confiance dans les estimations du réseau | CINeMA, très faible à modéré |
| Constat Le cadre employé est CINeMA, déclinaison de la logique GRADE pour les réseaux, et non GRADE dans sa forme classique. Il ne s’applique pas au modèle par composantes, que les auteurs déclarent non évaluable par CINeMA : la confiance est donc estimée sur les comparaisons de chaque sous-réseau. Pour les deux résultats pharmacologiques principaux, la confiance est explicitement située entre très faible et modérée. Le seul niveau élevé rapporté concerne l’acceptabilité de la guanfacine. | |
| Granularité des nœuds du réseau | Stimulants agrégés |
| Constat Le regroupement des stimulants en un nœud unique, prévu au protocole, limite la lecture différentielle entre méthylphénidate et amphétamines, et entre formes galéniques. Les auteurs ont conduit une analyse de sensibilité séparant les deux familles, sans mettre en évidence de différence d’efficacité notable. C’est un choix défendable pour la puissance du réseau, coûteux pour la décision individuelle. | |
| Financement et indépendance | Public, non industriel |
| Constat Financement public par le National Institute for Health and Care Research, bourse NIHR203035, les financeurs déclarant n’avoir eu aucun rôle dans la conduite ni dans la décision de publier. Les liens d’intérêts déclarés hors de ce travail sont en revanche nombreux et concernent des industriels du champ, notamment Angelini Pharma, Takeda, Medice et Janssen. Le risque de biais de financement direct est faible, le biais d’allégeance méthodologique reste possible et ne se lit pas dans une déclaration. | |
| Implication des personnes concernées | À toutes les étapes |
| Constat Les auteurs indiquent que des personnes ayant l’expérience vécue du trouble ont été associées à toutes les phases, de la conception et de la demande de financement jusqu’à la restitution, et qu’un représentant d’association cosigne l’article. Cela renforce la pertinence du choix des critères, notamment celui de l’auto-évaluation. | |
Les résultats
| Intervention | Ce que montrent les données |
|---|---|
| Stimulants (méthylphénidate, amphétamines) | Bénéfice selon les deux évaluateurs, arrêts pour effet indésirable plus fréquents |
| Constat Différence moyenne standardisée de moins 0,39 (IC 95 % de moins 0,52 à moins 0,26) en auto-évaluation et de moins 0,61 (de moins 0,71 à moins 0,51) en évaluation clinicienne, à 12 semaines. C’est le résultat le plus solide du travail. L’acceptabilité, mesurée par l’arrêt toutes causes, ne diffère pas du placebo, mais la tolérance, mesurée par l’arrêt pour effet indésirable, est moins bonne : odds ratio de 2,15 (IC 95 % de 1,61 à 2,88). Le regroupement en un nœud unique empêche de hiérarchiser les molécules dans l’analyse principale ; une analyse de sensibilité séparant amphétamines et méthylphénidate ne retrouve pas de différence d’efficacité notable. | |
| Atomoxétine | Bénéfice selon les deux évaluateurs, excès d’arrêts |
| Constat Différence moyenne standardisée de moins 0,38 (IC 95 % de moins 0,56 à moins 0,21) en auto-évaluation et de moins 0,51 (de moins 0,64 à moins 0,37) en évaluation clinicienne. Odds ratio d’arrêt toutes causes de 1,43 (IC 95 % de 1,14 à 1,80), confiance CINeMA modérée. L’intervalle exclut 1, l’excès d’arrêts est donc cohérent avec les données. Cet indicateur ne dit pas pourquoi le patient arrête : effet indésirable, délai d’action, ou perception d’inefficacité. L’arrêt pour effet indésirable est lui aussi plus fréquent, odds ratio de 2,43 (IC 95 % de 1,89 à 3,12). | |
| Guanfacine à libération prolongée | Acceptabilité nettement moindre que le placebo |
| Constat Odds ratio d’arrêt toutes causes de 3,70 (IC 95 % de 1,22 à 11,19). C’est le seul résultat de tout le travail assorti d’une confiance CINeMA élevée, ce qui mérite d’être signalé, mais l’intervalle est très large et l’estimation repose sur peu de données. Aucun bénéfice symptomatique n’est mis en évidence pour cette molécule. | |
| Psychothérapies et interventions psychologiques | Signal favorable en évaluation clinicienne seulement |
| Constat Thérapie cognitivo-comportementale (moins 0,76 ; IC 95 % de moins 1,26 à moins 0,26), remédiation cognitive (moins 1,35 ; de moins 2,42 à moins 0,27), pleine conscience (moins 0,79 ; de moins 1,29 à moins 0,29) et psychoéducation (moins 0,77 ; de moins 1,35 à moins 0,18) font mieux que le placebo sur les échelles cotées par le clinicien, et pas sur les échelles auto-rapportées. Cette absence de signal en auto-évaluation n’établit pas une absence d’effet : elle établit que les données disponibles ne permettent pas de le mettre en évidence sur ce critère. À l’inverse, la relaxation fait moins bien que le placebo en auto-évaluation (0,86 ; de 0,07 à 1,65), résultat isolé et fragile. | |
| Neurostimulation et neurofeedback | Signal pour la tDCS en évaluation clinicienne seulement |
| Constat La stimulation transcrânienne à courant continu fait mieux que le placebo sur les échelles cliniciennes (moins 0,78 ; IC 95 % de moins 1,13 à moins 0,43) et pas sur les échelles auto-rapportées : elle suit donc le même profil de discordance que les psychothérapies. Pour la stimulation magnétique transcrânienne et le neurofeedback, aucune différence n’est mise en évidence sur les deux critères principaux. L’ensemble du versant neurostimulation ne repose que sur dix essais et 194 participants, effectif qui ne permet ni d’affirmer ni d’exclure un bénéfice. | |
| Combinaisons d’interventions | Additivité posée en hypothèse, jugée plausible |
| Constat Le modèle par composantes postule l’additivité des effets, il ne la démontre pas. Les auteurs en ont testé la plausibilité et concluent qu’elle tient globalement, une seule comparaison ayant été jugée préoccupante, la stimulation magnétique transcrânienne droite contre stimulation factice en auto-évaluation. La valeur ajoutée réelle des prises en charge combinées relève ici du suggéré, non du démontré. | |
| Horizon de 26 et 52 semaines | Peu de données, et une discordance inversée |
| Constat Dix-sept essais contribuent à 26 semaines et cinq à 52 semaines, contre 87 à 12 semaines. À 52 semaines, ce sont la thérapie cognitivo-comportementale, le neurofeedback et la relaxation qui font mieux que le placebo sur les échelles auto-rapportées, et non sur les échelles cliniciennes : l’écart entre évaluateurs s’inverse. Sur des effectifs aussi faibles, ce renversement se lit comme une incertitude, pas comme un résultat. | |
| Confiance globale dans les preuves | Très faible à modérée sur les critères principaux |
| Constat La confiance CINeMA rapportée pour les estimations pharmacologiques d’efficacité va de très faible à modérée. C’est une information en soi : même le résultat le mieux étayé du travail n’atteint pas le niveau de confiance élevé, et la hiérarchie observée reflète autant la qualité inégale des preuves que l’efficacité réelle des interventions. | |
Lecture critique
| Point de vigilance | Jugement |
|---|---|
| Source de l’évaluation des symptômes | Discordance non tranchée |
| Constat Trois interprétations restent ouvertes et l’étude ne permet pas de choisir : attente du clinicien qui cote une intervention à laquelle il croit, effet réel non perçu subjectivement par le patient, ou insuffisance des échelles d’auto-évaluation dans le TDAH adulte. Les trois ont des conséquences cliniques opposées. | |
| Insu des évaluations | Structurellement inégal |
| Constat Un patient sait s’il suit une psychothérapie, et l’insu du clinicien évaluateur y est plus difficile à garantir que dans un essai contre placebo. Comparer des interventions dont l’insu diffère revient à comparer des estimations dont le biais potentiel n’est pas du même ordre. | |
| Transitivité et cohérence du réseau | Hypothèse plausible, non vérifiable partout |
| Constat Les comparaisons indirectes supposent que les populations des essais sont suffisamment proches. Sur un réseau qui mêle pharmacologie, psychothérapie et neurostimulation, cette hypothèse est plus exigeante que dans un réseau homogène. | |
| Additivité des composantes | Choix de modèle, non un résultat |
| Constat Le modèle par composantes est ce qui donne sa valeur ajoutée au travail, et ce qui en porte l’incertitude la plus spécifique. Les estimations par composante sont à lire comme des hypothèses quantifiées. | |
| Précision des estimations | Bonne sur les bras pharmacologiques |
| Constat Les effectifs cumulés sont importants du côté pharmacologique. Ils le sont beaucoup moins pour la neurostimulation, où le manque de puissance suffit à expliquer l’absence de conclusion. | |
| Biais d’allégeance des équipes de psychothérapie | Non analysé formellement |
| Constat Les analyses de sensibilité rapportées portent sur le financement industriel, la durée inférieure à 12 semaines, le faible risque de biais et la séparation des stimulants. Aucune analyse dédiée au biais d’allégeance n’est rapportée. Il s’agit donc d’une absence d’analyse et non d’une absence de signal : ce biais ne peut être ni retenu ni écarté à partir de ce travail. | |
| Durée des essais et transposition | Horizon court |
| Constat Les données se concentrent sur le court terme : 87 essais et 13 680 participants contribuent aux analyses à 12 semaines, contre 17 essais et 3 282 participants à 26 semaines et cinq essais et 801 participants à 52 semaines. Les horizons longs ont bien été analysés, mais sur des réseaux trop maigres pour trancher. Les auteurs concluent eux-mêmes que leurs résultats ne peuvent guider de façon fiable que le choix d’une intervention à court terme. | |
| Retentissement fonctionnel | Hors critère principal |
| Constat La réduction de la sévérité symptomatique est un critère intermédiaire par rapport à ce que demandent les patients : tenir un emploi, organiser une journée, préserver une relation. La qualité de vie a bien été analysée en critère secondaire, sans qu’aucune différence soit mise en évidence à 12 semaines, mais sur six essais et 1 472 participants seulement. La hiérarchie établie ici ne se transpose donc pas automatiquement à ces objectifs. | |
Niveau de preuve
Le point le mieux établi est le suivant : dans cette base d’essais, les stimulants et l’atomoxétine sont les seules composantes dont le bénéfice se retrouve quelle que soit la source de l’évaluation. C’est un résultat de synthèse, appuyé sur un protocole enregistré, un outil de risque de biais standardisé, une évaluation de la confiance par CINeMA et un financement public. Il faut cependant noter que la confiance CINeMA attachée à ces estimations est elle-même située entre très faible et modérée, ce qui interdit d’en parler comme d’un résultat de haut niveau de preuve.
La confiance est moindre sur trois points. D’abord sur la hiérarchie fine entre molécules, que l’agrégation des stimulants en un nœud unique rend impossible à lire dans l’analyse principale. Ensuite sur les interventions non pharmacologiques, dont les estimations reposent sur des essais peu nombreux, de petite taille, et pénalisés sur l’insu. Enfin sur l’interprétation de la discordance entre évaluateurs, qui est un constat reproductible à 12 semaines mais dont l’explication reste ouverte, et qui s’inverse à 52 semaines sur les rares essais disponibles.
Ce qui est démontré : une hiérarchie de la qualité des preuves disponibles. Ce qui est suggéré : la plausibilité de l’additivité des composantes dans les prises en charge combinées, testée par les auteurs et jugée globalement tenable. Ce qui relève de l’opinion d’expert, y compris ici : la lecture que l’on fait de l’écart entre ce que dit le patient et ce que note le clinicien.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« Sur le fond, ça ne change pas ma prescription : je commence toujours par un stimulant, et là j’ai la plus grosse base d’essais jamais réunie qui va dans ce sens. Ce qui m’arrête, c’est l’autre résultat. Quand c’est moi qui cote, la TCC marche. Quand c’est le patient qui cote, elle ne ressort pas. Je ne sais pas si c’est moi qui vois ce que j’espère voir, ou si c’est le patient qui ne sent pas un effet qui existe. Tant que je ne sais pas, j’arrête de promettre à quelqu’un qu’il va se sentir mieux grâce à la thérapie. Je peux la proposer, je ne peux plus la vendre. »
Traduction pour la pratique : la stratégie de prescription ne bouge pas, la manière d’annoncer le bénéfice attendu d’une psychothérapie, si. Proposer une thérapie cognitivo-comportementale reste défendable en complément. Annoncer au patient qu’il percevra lui-même une réduction de ses symptômes ne l’est pas, faute de données allant dans ce sens sur ce critère.
Ce que vous pouvez en faire
- Garder les stimulants en première intention chez l’adulte, avec des arguments désormais concordants entre auto-évaluation et évaluation clinicienne. Sur le cadre français, vérifié le 12 août 2026 : la prescription initiale hospitalière du méthylphénidate n’est plus exigée depuis le 13 septembre 2021. La prescription initiale reste annuelle et réservée aux spécialistes en neurologie, psychiatrie ou pédiatrie, hospitaliers ou de ville, le renouvellement pouvant ensuite être assuré par tout médecin dans l’année. La réglementation des stupéfiants continue de s’appliquer : ordonnance sécurisée, délivrance limitée à 28 jours, mention du pharmacien dispensateur. Pour la lisdexamfétamine, la spécialité XURTA dispose d’une autorisation de mise sur le marché depuis le 30 janvier 2025 et est commercialisée sous le même régime de prescription initiale annuelle spécialisée ; la commission de la transparence de la Haute Autorité de santé a rendu le 8 octobre 2025 un avis favorable à son remboursement, avec un service médical rendu modéré et une absence d’amélioration du service médical rendu, mais la base de données publique des médicaments la mentionne toujours comme non remboursable à la date de consultation. Autorisation, commercialisation et remboursement ne se confondent pas.
- Avant de proposer l’atomoxétine, prévenir explicitement du risque d’arrêt prématuré : l’odds ratio d’arrêt toutes causes est de 1,43 face au placebo. Cette information change la préparation de la consultation de suivi. En France, elle change aussi le cadre juridique de la prescription : vérifié le 12 août 2026, le résumé des caractéristiques du produit limite l’indication à l’enfant à partir de 6 ans et à l’adolescent, et précise que l’atomoxétine n’est pas indiquée pour initier un traitement chez l’adulte, la poursuite étant possible chez l’adolescent devenu adulte. Initier une atomoxétine chez un adulte relève donc de la prescription hors autorisation de mise sur le marché, que l’article L. 5121-12-1 du code de la santé publique subordonne à l’absence d’alternative appropriée disposant d’une autorisation, et qui impose d’informer le patient, de porter la mention correspondante sur l’ordonnance et de motiver la prescription dans le dossier. S’y ajoute une contrainte d’approvisionnement : l’Agence nationale de sécurité du médicament a annoncé l’arrêt définitif de fabrication de Strattera, des génériques d’atomoxétine étant disponibles. Vérifier par ailleurs les contre-indications cardiovasculaires et les interactions avant toute prescription.
- Reformuler ce que l’on annonce d’une psychothérapie : bénéfice possible, documenté surtout par l’observation du clinicien, non retrouvé dans ce que rapporte le patient. Le dire ainsi vaut mieux qu’une promesse que les données ne soutiennent pas.
- Ne pas proposer de rTMS ni de tDCS en routine dans le TDAH de l’adulte sur la base de ce travail, et présenter l’abstention comme une incertitude de preuve, pas comme une inefficacité établie. Sur le cadre français, vérifié le 12 août 2026 : ces techniques relèvent du dispositif médical et du marquage CE, non de l’autorisation de mise sur le marché. La seule évaluation de la Haute Autorité de santé portant sur la stimulation magnétique transcrânienne en psychiatrie concerne la dépression résistante de l’adulte, en 2022 ; aucune évaluation ni aucun avis de la Haute Autorité de santé portant sur ces techniques dans le TDAH n’a été identifié à cette date.
- Prendre l’habitude, dans le suivi, de recueillir les deux évaluations, celle du patient et la vôtre. L’étude montre qu’elles peuvent diverger. En consultation, cette divergence est une information clinique en elle-même.
- La conduite à tenir est détaillée dans l’arbre décisionnel du TDAH de l’enfant.
Questions fréquentes
Cette étude signifie-t-elle que la TCC ne sert à rien dans le TDAH de l’adulte ?
Non. Elle montre que le signal favorable observé en évaluation clinicienne à 12 semaines n’est pas retrouvé en auto-évaluation. Une absence de mise en évidence n’est pas une preuve d’absence d’effet. La conclusion prudente est que le bénéfice subjectif n’est pas démontré sur ce critère, pas qu’il est nul. On notera d’ailleurs qu’à 52 semaines, sur les cinq essais disponibles, la thérapie cognitivo-comportementale ressort en auto-évaluation et non en évaluation clinicienne, ce qui invite à ne pas figer l’interprétation.
Faut-il en conclure que les stimulants sont supérieurs à tout le reste ?
Ils sont la composante dont le bénéfice est le mieux étayé, ce qui n’est pas la même chose. Une partie de l’écart tient à la qualité inégale des preuves : les essais pharmacologiques sont plus nombreux, plus grands, et permettent un insu plus solide. L’analyse principale ne hiérarchise pas les molécules entre elles, puisque les stimulants forment un nœud unique du réseau ; une analyse de sensibilité séparant amphétamines et méthylphénidate n’a pas mis en évidence de différence d’efficacité notable. Enfin, les stimulants entraînent plus d’arrêts pour effet indésirable que le placebo, avec un odds ratio de 2,15.
L’odds ratio d’arrêt de 1,43 doit-il faire renoncer à l’atomoxétine ?
Non, il doit faire préparer la prescription. Le bénéfice sur les symptômes est retrouvé selon les deux sources d’évaluation. L’excès d’arrêts est réel dans les données, mais l’arrêt toutes causes agrège des motifs très différents, effets indésirables, délai d’action, contraintes du quotidien. C’est un argument pour anticiper et suivre, pas pour s’abstenir. En France, la question qui précède celle-ci est réglementaire : chez un adulte, l’initiation d’une atomoxétine se situe hors autorisation de mise sur le marché.
Un patient me demande la stimulation transcrânienne, que répondre ?
Qu’il existe un signal, et qu’il est fragile. La stimulation transcrânienne à courant continu fait mieux que le placebo sur les échelles cotées par le clinicien, sans que cela se retrouve dans ce que rapporte le patient, et l’ensemble du versant neurostimulation ne repose que sur dix essais et 194 participants. Pour la stimulation magnétique transcrânienne, aucune différence n’est mise en évidence. Ce n’est donc pas un refus fondé sur une preuve d’inefficacité, c’est une abstention fondée sur une preuve insuffisante. La distinction compte pour la relation thérapeutique.
Une méta-analyse en réseau vaut-elle un essai comparatif direct ?
Elle ne le remplace pas. Elle estime des comparaisons qui n’ont jamais été réalisées, à partir d’une hypothèse de similarité entre les populations des essais. Le modèle par composantes ajoute une hypothèse d’additivité. Ces hypothèses sont raisonnables, elles ne sont pas vérifiables directement, et elles justifient de lire les rangs du réseau comme des ordres de grandeur, pas comme des mesures.
Bibliographie commentée
Étude source. Ostinelli EG, Schulze M, Zangani C, Farhat LC, Tomlinson A, Del Giovane C, Chamberlain SR, Philipsen A, Young S, Cowen PJ, Bilbow A, Cipriani A, Cortese S. Comparative efficacy and acceptability of pharmacological, psychological, and neurostimulatory interventions for ADHD in adults: a systematic review and component network meta-analysis. The Lancet Psychiatry 2025 ; volume 12, numéro 1 : pages 32 à 43. DOI 10.1016/S2215-0366(24)00360-2. PMID 39701638. Enregistrement PROSPERO CRD42021265576. Le titre porté par la présente analyse est un intitulé français de travail, distinct du titre publié rappelé ci-dessus. Apport : la plus large synthèse comparative des interventions du TDAH de l’adulte, avec analyse séparée des deux sources d’évaluation. Limite : agrégation des stimulants en un nœud unique dans l’analyse principale, et confiance CINeMA située entre très faible et modérée y compris pour les estimations pharmacologiques principales.
Référence de contexte 1. Cortese S, Adamo N, Del Giovane C, et al. Comparative efficacy and tolerability of medications for attention-deficit hyperactivity disorder in children, adolescents, and adults: a systematic review and network meta-analysis. The Lancet Psychiatry 2018 ; volume 5, numéro 9 : pages 727 à 738. DOI 10.1016/S2215-0366(18)30269-4. PMID 30097390. Apport : référence pharmacologique antérieure, citée par les auteurs comme point de comparaison de leurs propres résultats. Limite : périmètre pharmacologique seul, populations pédiatrique et adulte traitées dans un même travail, ce qui rend la comparaison directe avec le présent réseau imparfaite.
Référence de contexte 2. Faraone SV, Banaschewski T, Coghill D, et al. The World Federation of ADHD International Consensus Statement: 208 evidence-based conclusions about the disorder. Neuroscience and Biobehavioral Reviews 2021 ; volume 128 : pages 789 à 818. PMID 33549739. Apport : cadre de référence sur la validité du diagnostic et sur les données épidémiologiques. Limite : document de consensus, donc opinion d’expert structurée et non synthèse quantitative, avec des liens d’intérêts nombreux à examiner.
Référence de contexte 3. Nikolakopoulou A, Higgins JPT, Papakonstantinou T, et al. CINeMA: an approach for assessing confidence in the results of a network meta-analysis. PLoS Medicine 2020 ; volume 17, numéro 4 : article e1003082. DOI 10.1371/journal.pmed.1003082. PMID 32243458. Apport : explicite la méthode d’évaluation de la confiance employée ici, et donc la portée réelle des estimations du réseau. Limite : outil méthodologique, dont l’application comporte une part de jugement, ce qui laisse une variabilité entre équipes ; les auteurs précisent d’ailleurs qu’il ne s’applique pas au modèle par composantes lui-même.
Référence de contexte 4. National Institute for Health and Care Excellence. Attention deficit hyperactivity disorder: diagnosis and management. Recommandation NG87, publiée en mars 2018, dernière mise à jour en septembre 2019. Apport : cadre de pratique explicitant la place respective des traitements médicamenteux et des interventions non médicamenteuses chez l’adulte, et cité comme tel par les auteurs. Limite : contexte de soins britannique, non superposable au cadre français de prescription rappelé plus haut, et texte antérieur à la présente synthèse, que les auteurs proposent précisément d’utiliser pour la réviser.