- Volume / Numéro: Volume 9: Numéro 1
Abstract
Contexte et objectifs
La dépendance à Internet, la dépendance sexuelle et l'achat compulsif sont des problèmes de comportement courants, qui partagent des similitudes avec les troubles du jeu et les troubles liés à la consommation de substances. Cependant, on sait peu de choses sur l'efficacité de leurs traitements. L'objectif de cette méta-analyse était d'examiner l'efficacité des traitements de tels comportements problématiques et d'établir des parallèles avec les troubles du jeu et les troubles liés à l'utilisation de substances en termes de réponse au traitement.
Méthodologie
La recherche documentaire a produit 91 études totalisant 3,531 participants pour fournir une évaluation complète de l'efficacité à court et à long terme des traitements psychologiques, pharmacologiques et combinés pour la dépendance à Internet, la dépendance sexuelle et les achats compulsifs.
Résultats
Les traitements psychologiques, pharmacologiques et combinés ont été associés à de solides améliorations pré-post de la gravité globale de la dépendance à Internet (g de Hedges: 1.51, 1.13 et 2.51, respectivement) et de la dépendance sexuelle (g de Hedges: 1.09, 1.21 et 1.91, respectivement). ). Pour les achats compulsifs, les traitements psychologiques et pharmacologiques étaient également associés à une réduction pré-post importante de la sévérité globale (g de Hedges: 1.00 et 1.52, respectivement). Les tailles d'effet contrôlées pré-post et intra-groupe pré-suivi étaient dans la même gamme, à quelques exceptions près. Les analyses des modérateurs suggèrent que les interventions psychologiques sont efficaces pour réduire les comportements compulsifs, en particulier lorsqu'elles sont administrées en face à face et menées sur de longues périodes. Les combinaisons d'approches cognitivo-comportementales avec des médicaments ont montré un avantage par rapport aux monothérapies.
Discussion et conclusions
Les résultats suggèrent que les traitements des dépendances comportementales courantes sont efficaces à court terme, similaires à ceux mis en œuvre pour les troubles du jeu et les troubles liés à la consommation de substances, mais des essais cliniques plus rigoureux sont nécessaires.
Des recherches récentes ont identifié des similitudes entre les troubles liés à la consommation de substances (SUD) et les dépendances comportementales (BA; par exemple, Grant, Potenza, Weinstein et Gorelick, 2010). En conséquence, les dépendances comportementales non liées à une substance ont été définies sur la base des critères de toxicomanie spécifiés dans le Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux (DSM IV; American Psychiatric Association, 1994), y compris la préoccupation concernant le comportement spécifique, le manque de contrôle sur le comportement, la tolérance, le retrait et le comportement continu malgré des conséquences négatives (par exemple, Grant et al., 2010). Actuellement, seul le trouble du jeu (GD), qui était inclus dans la rubrique «Troubles du contrôle des impulsions non classés ailleurs» dans le DSM IV (American Psychiatric Association, 1994), est classé dans la nouvelle section «Troubles liés à la toxicomanie et à la dépendance»Du DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013). Cette réorganisation a suscité de nombreux débats sur la question de savoir si d'autres comportements avec une diminution du contrôle des impulsions devraient être considérés comme des candidats possibles pour les BA (par exemple, Grant et al., 2010; Mueller et al., 2019).
En dehors de GD, le trouble du jeu sur Internet (IGD) est la seule condition qui est placée dans le DSM-5 sous la section III avec la recommandation de recherches supplémentaires (American Psychiatric Association, 2013). Soutenu par des experts de divers domaines cliniques et de santé publique (p. Ex., Rumpf et al., 2018; Saunders et al., 2017), le trouble du jeu est également pris en compte dans le projet de la CIM-11 (Organisation mondiale de la santé, 2018). Il est important de noter que l'IGD doit être distingué de la désignation mondiale de dépendance à Internet (IA), car les deux représentent des constructions différentes (par exemple, Griffiths et Pontes, 2014; Kiraly et al., 2014). Cependant, comme de nombreuses publications font référence à une IA mondiale, ce terme a également été adopté dans cet article. En outre, une distinction doit être établie entre le «jeu» et le «jeu»: alors que «le jeu est principalement défini par son interactivité, principalement le jeu basé sur les compétences et les indicateurs contextuels de progression et de succès,… le jeu est défini par les mécanismes de paris et de paris, des résultats principalement déterminés par le hasard et des fonctionnalités de monétisation qui impliquent un risque et un paiement pour le joueur. » (King, Gainsbury, Delfabbro, Hing et Abarbanel, 2015, p. 216).
Bien que l'inclusion de l'IGD dans les manuels de diagnostic soit controversée dans la littérature scientifique (King et al., 2019; Petry, Rehbein, Ko et O'Brien, 2015; Rumpf et al., 2018; Saunders et al., 2017), de nombreuses recherches ont déjà été effectuées sur l'IA et l'IGD, en particulier sur les mesures neurobiologiques suggérant des parallèles avec les SUD (pour des critiques, voir Fauth-Buhler et Mann, 2017; Kuss, Pontes et Griffiths, 2018). Outre les similitudes entre les SUD et les BA en termes de caractéristiques phénoménologiques et cliniques, la comorbidité et les antécédents familiaux, en particulier les résultats de la recherche en neurosciences semblent essentiels pour identifier les indicateurs de comportements addictifs Grant et al., 2010; Potenza, Sofuoglu, Carroll et Rounsaville, 2011).
Conformément à cette considération, certains progrès dans l'examen des similitudes neurobiologiques avec les SUD ont été réalisés plus récemment dans les domaines de la dépendance sexuelle (SA) et de l'achat compulsif (CB) en analysant les phénomènes traditionnellement étudiés dans les SUD tels que les processus de conditionnement (par exemple, Hoffmann, Goodrich, Wilson et Janssen, 2014; Snagowski, Laier, Duka et Brand, 2016), cue réactivité, biais attentionnel et activation du réseau neuronal connexe (par exemple, Marque, Snagowski, Laier et Maderwald, 2016; Gola et al., 2017; Jiang, Zhao et Li, 2017; Laier, Pawlikowski et Brand, 2014; Laier, Schulte et Brand, 2013; Lawrence, Ciorciari et Kyrios, 2014; Mechelmans et al., 2014; Pekal, Laier, Snagowski, Stark et Brand, 2018; Schmidt et al., 2017; Seok et Sohn, 2015; Starcke, Schlereth, Domass, Schöler et Brand, 2012; Trotzke, Starcke, Pedersen et marque, 2014; Trotzke, Starcke, Pedersen, Müller et Marque, 2015; Voon et al., 2014), ou le fonctionnement exécutif (Derbyshire, Chamberlain, Odlaug, Schreiber et Grant, 2014; Messine, Fuentes, Tavares, Abdo et Scanavino, 2017; Raab, Elger, Neuner et Weber, 2011; Trotzke et al., 2015). Ces études ont démontré que parmi les affections qui n'ont pas encore été officiellement reconnues dans le DSM-5 comme BA, les preuves actuellement disponibles concernant les indicateurs neurobiologiques pour les parallèles entre les comportements liés aux substances et les substances non liées aux substances proviennent principalement des domaines de l'IA, de l'AS. et CB, qui sont au centre du présent document. Étant donné que ces problèmes sont d'importance clinique et souvent associés à des conséquences néfastes pour les personnes touchées (par exemple, Pontes, Kuss et Griffiths, 2015), des options de traitement efficaces doivent être étudiées (par exemple, Grant et al., 2010). À ce jour, des méta-analyses publiées ont été principalement menées en ce qui concerne l'AI prouvant l'efficacité de diverses approches de traitement (Chun, Shim et Kim, 2017; Liu, Liao et Smith, 2012; Winkler, Doersing, Rief, Shen et Glombiewski, 2013). Deux des méta-analyses ont examiné la psychologie, la pharmacologie et les combinaisons des deux interventions, mais les preuves étaient limitées aux études sur les résultats du traitement en Chine (Liu et al., 2012) et la Corée (Chun et coll., 2017). L'examen méta-analytique le plus complet a étayé les preuves de l'efficacité de la psychothérapie et des traitements médicaux pour réduire les symptômes de l'IA, y compris des essais en provenance de pays asiatiques et occidentaux (Winkler et al., 2013). Cependant, les interventions combinées n'ont pas été envisagées. De plus, la méta-analyse de Winkler et al. (2013) ne comprenait pas de recherches plus récentes.
Des résultats favorables pour les interventions psychologiques et pharmacologiques dans la réduction de la gravité globale du CB ont également été trouvés dans une autre méta-analyse récente (La Haye, Hall et Kellett, 2016). Cependant, l'impact de la qualité de l'étude et d'autres modérateurs sur les résultats du traitement n'a pas été examiné. Par conséquent, une enquête approfondie sur les options de traitement pour l'AI et la CB est toujours en cours. Bien que l'AS soit considérée dans la CIM-11 avec le terme «trouble du comportement sexuel compulsif» (Organisation mondiale de la santé, 2018) et «les sentiments autodéclarés de dépendance à la pornographie ne sont pas rares» (Grubbs, Kraus et Perry, 2019, p. 93), les traitements de l'AS n'ont pas encore été examinés par des méthodes méta-analytiques. De plus, aucune comparaison n'a encore été faite entre l'IA ou l'IGD - un candidat pour la section "Troubles liés à la toxicomanie et à la dépendance"Du DSM — et d'autres comportements potentiellement addictifs, tels que SA et CB, basés sur la réponse au traitement, qui est considéré comme un indicateur important des parallèles entre les SUD et les BA (par exemple, Grant et al., 2010).
Par conséquent, l'objectif principal de la présente méta-analyse était d'étudier l'efficacité des interventions psychologiques, pharmacologiques et psychologiques et pharmacologiques combinées pour IA, SA et CB pour réduire (a) la gravité globale et (b) la fréquence des troubles compulsifs. comportements après l'arrêt du traitement (effets à court terme) et lors de la dernière période de suivi rapportée (effets à long terme). Sur la base des conclusions de récents examens (Hague et coll., 2016; Winkler et al., 2013), nous nous attendions à ce que les traitements psychologiques et pharmacologiques soient tout aussi efficaces dans les trois catégories de toxicomanie. Nous nous attendions en outre à ce que les résultats du traitement soient similaires à ceux rapportés pour la toxicomanie et le jeu (Grant et al., 2010; Potenza et al., 2011). De plus, notre objectif était d'identifier des modérateurs potentiels de la taille des effets dans chaque catégorie de dépendance. La méta-analyse a été réalisée conformément aux recommandations de la déclaration PRISMA (Moher, Liberati, Tetzlaff et Altman, 2009).
Méthodologie
Critère d'éligibilité
Les études étaient considérées pour inclusion si elles (1) employaient tout type d'intervention psychologique, pharmacologique ou combinée (par exemple, des interventions psychologiques et pharmacologiques appliquées en même temps); (2) utilisé des plans d'étude contrôlés intra-groupe, randomisés ou quasi-randomisés, y compris des contrôles de liste d'attente, des participants ne recevant pas de traitement, des traitements actifs alternatifs ou une intervention placebo; (3) participants traités avec le diagnostic d'IA, SA ou CB; (4) mesuré au moins une des variables de résultats (c.-à-d. Gravité ou fréquence globale); et (5) ont rapporté suffisamment de données statistiques pour les calculs de taille d'effet. Les études étaient exclues si (1) l'étude était une étude de cas unique; (2) l'échantillon d'étude chevauchait complètement l'échantillon d'une autre étude inclus dans la méta-analyse; (3) le traitement n'a pas été décrit, ou (4) aucun résumé ou texte intégral de l'étude n'était disponible. En ce qui concerne l'AS, nous n'avons inclus que des études sur les comportements sexuels excessifs suivant la définition proposée par Kafka (2010)et excluaient les études axées sur les traitements des paraphilies qui diffèrent de l'AS en termes de «formes de préférence sexuelle anormalement sociales ou« déviantes »» (Kafka, 2010, p. 392).
Sources d'information et recherche documentaire
Nous avons effectué une recherche documentaire à plusieurs niveaux à l'aide des bases de données PsycInfo, Medline, PubMed, Psyndex et ISI Web of Knowledge. La recherche a couvert toutes les publications pertinentes de la première année disponible jusqu'au 30 juin 2019 en utilisant les termes de recherche liés aux troubles suivants: dépendance à Internet, toxicomane en ligne ∗, trouble du jeu sur Internet, toxicomane de jeux en ligne ∗, toxicomane de jeux vidéo ∗, toxicomane de jeux vidéo ∗, addict des jeux informatiques ∗, addict des smartphones ∗, addict des téléphones portables ∗, addict des médias sociaux ∗, facebook addict ∗, problème ∗ téléphone cellulaire; sexe ∗ toxicomane ∗, sexe ∗ compuls ∗, sexe ∗ impulsions ∗, hypersexualité ∗, sexe non paraphilique ∗, trouble lié à la paraphilie ∗; achats compulsifs, achat impulsif ∗, oniomanie, accro du shopping ∗, dépassement combiné avec les mots clés liés à l'intervention traitement, intervention, thérapie, psychothérapie. Les mêmes termes de recherche ont été utilisés pour parcourir les dissertations numériques de ProQuest pour la littérature grise non publiée. Par la suite, nous avons effectué un examen approfondi des références bibliographiques des articles de synthèse, des méta-analyses et des études originales extraites des bases de données. De plus, les auteurs d'articles pertinents ont été contactés pour demander des données manquantes et / ou des articles non publiés pouvant être inclus dans la méta-analyse. Les publications chinoises ont été traduites par deux locuteurs natifs de formation universitaire.
Mesures de résultats
À la suite des mesures des résultats les plus fréquemment signalées dans les études originales, nous avons spécifié deux variables de résultats pour déterminer la réduction des symptômes pathologiques: (1) la gravité globale, quantifiée par l'utilisation d'outils d'évaluation pertinents, et (2) la fréquence (par exemple, nombre d'heures passées en ligne, visionnage de pornographie ou nombre d'achats d'épisodes au cours de la dernière semaine ou du dernier mois), quantifiés par des fiches d'agenda ou des auto-déclarations.
Sélection de l'étude
La sélection des études a été effectuée par deux examinateurs indépendants (le premier et le deuxième auteurs, MG et ML), et supervisée par le dernier auteur de cet article (AL). Les désaccords entre les auteurs ont été résolus par la discussion.
Processus de collecte et d'extraction des données
Nous avons généré un formulaire d'extraction de données structuré que nous avons affiné et modifié après avoir testé un échantillon de 10 études. Pour calculer les tailles d'effet intra-groupe pré-post et pré-suivi, des données numériques ont été extraites pour chaque condition de traitement et résultat séparément. Si différents traitements psychologiques ou pharmacologiques ont été examinés dans une étude, les données pour chaque condition ont été enregistrées séparément et incluses dans les tailles d'effet intra-groupe pour les analyses statistiques. Pour calculer les tailles d'effet contrôlées avant et après, les données de la liste d'attente, aucun traitement et les groupes témoins placebo ont été inclus. De plus, nous avons extrait des données numériques et catégoriques de chaque étude afin d'effectuer des analyses de modérateur. L'extraction des données a été réalisée par le premier auteur (MG) et validée par le deuxième auteur (ML). Les cotes des deux codeurs indépendants se sont concentrées sur les types de traitements, la mesure des variables de résultats et la fiabilité et la validité des diagnostics spécifiques au trouble. Dans les études, cependant, les mêmes outils ont été appliqués à la fois pour l'évaluation des diagnostics spécifiques à un trouble et la mesure de la variable de résultat «gravité globale» pendant le traitement. Étant donné que la notation de la fiabilité et de la validité des outils utilisés pour la mesure des variables de résultats faisait également partie de la notation du risque de biais dans les études individuelles (voir ci-dessous), la fiabilité inter-évaluateurs quantifiée par la statistique kappa a été effectuée uniquement pour les types de traitements.
Risque de biais dans les études individuelles
Nous avons évalué la validité interne de chaque étude à l'aide de l'outil d'évaluation de la qualité pour les études quantitatives, développé par le Projet de pratique de santé publique efficace (EPHPP) (Thomas, Ciliska, Dobbins et Micucci, 2004). Cet outil a démontré sa validité de contenu et de construction (Thomas et al., 2004) et est recommandé pour les revues systématiques et les méta-analyses (Deeks et coll., 2003). Chaque étude a été notée de manière standardisée dans six domaines: biais de sélection, conception de l'étude, identification et contrôle des facteurs de confusion, aveuglement, fiabilité et validité des outils de collecte de données, rapports et pourcentage de retraits et d'abandons. Chaque domaine a été évalué comme fort, modéré ou faible. La note globale a été calculée après évaluation des six domaines. Les deux premiers auteurs (MG et ML) ont évalué indépendamment chaque étude et déterminé le score global de chaque essai. La fiabilité inter-évaluateurs a été quantifiée à l'aide de la statistique kappa. Les désaccords entre les auteurs ont été résolus par la discussion jusqu'à ce qu'un consensus soit atteint.
Calcul de la taille des effets et synthèse des données quantitatives
L'analyse statistique a été effectuée à l'aide du programme logiciel Comprehensive Meta-Analysis (CMA) version 2.2.064 (Borenstein, Hedges, Higgins et Rothstein, 2005). Dans chaque catégorie de dépendance, nous avons calculé les tailles d'effet pour les variables de résultat rapportées dans les études psychologiques, pharmacologiques et combinées séparément pour les plans d'étude intra-groupe et contrôlés (voir l'annexe pour les formules). En raison de la petite taille des échantillons, les tailles d'effet ont été corrigées du biais à l'aide de g avec l'intervalle de confiance correspondant à 95% (IC; Hedges et Olkin, 1984). Si les moyennes et les écarts-types n'étaient pas disponibles, les tailles d'effet ont été calculées sur la base de procédures d'estimation équivalentes (par exemple, t ou niveaux de probabilité exacts). Si une variable de résultat a été mesurée par plusieurs instruments, les données de ces instruments ont été saisies séparément et regroupées pour la variable de résultat particulière (Lipsey et Wilson, 2000). Pour les études rapportant des données basées à la fois sur les finissants et sur les analyses en intention de traiter (ITT), les données ITT ont été prises en compte. La direction de l'effet a été ajustée en fonction du «succès»: la taille de l'effet était positive si le groupe traité avait des performances supérieures au groupe témoin. Selon les recommandations de Cohen (1977), les tailles d'effet de 0.20 à 0.30 peuvent être classées comme petites, celles proches de 0.50 comme moyennes et celles supérieures à 0.80 comme grandes.
En supposant une hétérogénéité entre les études, nous avons décidé d'utiliser le modèle à effets aléatoires pour l'intégration des tailles d'effet. L'hétérogénéité des tailles d'effet a été étudiée en utilisant la statistique Q avec les p valeur, et I2 statistique, indiquant dans quelle mesure les différences réelles dans la taille des effets se reflètent dans la proportion de la variance (Borenstein, Hedges, Higgins et Rothstein, 2009; Higgins, Thompson, Deeks et Altman, 2003); I2 des valeurs de 25%, 50% et 75% ont été classées respectivement comme faibles, modérées et élevées (Higgins et coll., 2003).
Risque de biais entre les études
Pour contrôler le biais de publication, nous avons mené une recherche documentaire approfondie et calculé la sécurité intégrée de Rosenthal N (Rosenthal, 1979) et a également examiné les parcelles en entonnoir (Duval et Tweedie, 2000). Selon Rosenthal (1991), la taille des effets est considérée comme robuste si le nombre d'études nécessaires pour obtenir un effet global non significatif est supérieur à 5k + 10, où k représente le nombre d'études. De plus, nous avons utilisé la méthode Trim-and-fill (Duval et Tweedie, 2000) pour estimer les études manquantes et leur impact sur la taille des effets constatés. Cette méthode est basée sur la logique du graphique en entonnoir et suppose une distribution symétrique des tailles d'effet pour les variables de résultat en l'absence de biais de publication. Dans le cas d'une distribution asymétrique, la méthode Trim-and-Fill ajuste et corrige les tailles d'effet (Borenstein et al., 2009); nous n'avons appliqué cette méthode que si 10 études étaient disponibles pour l'analyse (Sterne, Egger et Moher, 2011). L'asymétrie du tracé en entonnoir a été évaluée en utilisant le test d'Egger (Egger, Smith, Schneider et Minder, 1997). Étant donné que les valeurs de taille d'effet extrême singulières produisent des interprétations trompeuses des effets du traitement (Lipsey et Wilson, 2000), nous avons utilisé la méthode «une étude supprimée» proposée par l'AMC pour examiner l'impact de la taille de l'effet de chaque étude sur l'effet global (Borenstein et al., 2005). Si les résultats recalculés n'ont pas eu d'impact significatif sur la taille de l'effet et sont restés dans l'IC à 95%, les études ont été conservées dans les analyses.
Analyse du modérateur
Pour expliquer l'hétérogénéité entre les tailles d'effet, nous avons examiné le type d'analyse des données (ITT vs analyse completer), et la qualité des études (scores globaux EPHPP) comme modérateurs possibles. Parce que la dépression et l'anxiété étaient associées aux BA (p. Ex., González-Bueso et al., 2018; Starcevic et Khazaal, 2017), nous avons examiné si la taille des effets variait en fonction de ces troubles concomitants (inclusion vs exclusion de la dépression et / ou de l'anxiété). Étant donné que les troubles concomitants, en particulier la dépression et l'anxiété, sont les plus courants chez les personnes atteintes d'AB (Starcevic et Khazaal, 2017), les études qui n'ont pas communiqué de données sur les conditions comorbides étaient supposées inclure également des participants souffrant simultanément de dépression et d'anxiété. Pour les études psychologiques, nous avons étudié plus en détail le mode de traitement (milieu de groupe vs counseling individuel vs autres types de milieux [p. Ex. Milieu individuel et de groupe, milieu familial]), le mode de prestation (face à face [FTFTs] vs traitements autoguidés [SGT]), et le type d'intervention psychologique. Le type d'intervention psychologique a été analysé en divisant les stratégies psychologiques dans les sous-catégories suivantes: (1) TCC, couvrant les traitements cognitifs et / ou comportementaux; (2) un traitement intégratif impliquant une variété d'approches de traitement différentes, et (3) des thérapies psychologiques qui appartiennent à d'autres catégories, telles que la thérapie familiale, la thérapie par la réalité, la thérapie d'acceptation et d'engagement ou l'art-thérapie. En supposant qu'un certain nombre d'études ont été menées dans des pays non occidentaux, en particulier pour l'IA, nous avons suivi une méta-analyse précédente (Winkler et al., 2013) et a examiné si le contexte culturel (asiatique par rapport à d'autres pays) s'est avéré être un modérateur. Étant donné que l'IA et l'IGD globales représentent des constructions différentes (par exemple, Griffiths et Pontes, 2014), nous avons également examiné les différences entre les études basées sur une IA globale et celles qui ont enquêté sur l'IGD et d'autres activités sur Internet (par exemple, la dépendance aux smartphones, la dépendance aux jeux vidéo).
Pour les traitements pharmacologiques, nous avons examiné si les antidépresseurs étaient supérieurs aux autres types de médicaments ou aux médicaments mixtes (par exemple, les antidépresseurs associés au méthylphénidate). Pour les études combinées, nous avons examiné à la fois l'impact des types d'interventions psychologiques et pharmacologiques. De plus, nous avons cherché à savoir si l'un des types de traitement (psychologique vs pharmacologique vs interventions combinées) dans chaque catégorie de toxicomanie présentait un avantage sur les autres. Enfin, nous avons comparé la taille des effets des interventions psychologiques et pharmacologiques des différentes catégories de toxicomanie. Tenant compte du fait que "Internet n'est qu'un canal par lequel les individus peuvent accéder à tout contenu qu'ils souhaitent (par exemple, les jeux d'argent, les achats, le chat, le sexe)" (Griffiths et Pontes, 2014, p. 2), nous avons résumé les études qui incluaient des personnes ayant des comportements sexuels ou d'achat excessifs dans les catégories «dépendance sexuelle» et «achats compulsifs», que l'Internet ait été utilisé ou non.
Les analyses des modérateurs pour les variables catégorielles ont été effectuées en utilisant le modèle à effets mixtes avec des estimations groupées de T2 et le Q-test basé sur l'analyse de la variance avec le correspondant p valeur pour l'interprétation des différences entre les sous-groupes (Borenstein et al., 2009). Dans le cas d'au moins 10 études disponibles (Deeks, Higgins et Altman, 2011), nous avons en outre effectué des analyses de méta-régression en utilisant l'année de publication et la durée du traitement (évaluée avec le nombre total d'heures passées en traitement dans les essais psychologiques, ou avec le nombre de semaines dans les essais pharmacologiques). Si un nombre insuffisant d'études psychologiques indiquait le nombre d'heures passées en traitement, le nombre de semaines était utilisé pour mesurer la durée du traitement. Aucune analyse de méta-régression sur l'âge moyen et le pourcentage de participants masculins / féminins n'a été effectuée, car l'âge et le sexe des études diffèrent de ceux des études qui entravent une interprétation fiable (Thompson et Higgins, 2002).
Résultats
Sélection de l'étude
L'organigramme du processus de sélection des études est illustré dans Fig. 1. Il n'y a pas eu de désaccord entre les évaluateurs concernant les types de traitements.
Caractéristiques des études, des traitements et des participants
Dans toutes les catégories de toxicomanie, l'échantillon actuel d'études variait selon le type de condition de contrôle: la moitié d'entre elles n'ont mis en œuvre aucun groupe témoin (50%) et plusieurs études ont utilisé une liste d'attente, aucun traitement, des témoins sains ou des groupes témoins placebo (30%), ou autres comparaisons de traitements actifs (20%). Les résultats étaient principalement basés sur les finissants (80%). Les données de suivi ont été fournies par 32 études psychologiques (IA: k = 16 études avec des périodes allant de 1 à 6 mois; M = 3.53, SD = 2.13; SA: k = 11 études avec des périodes allant de 1.5 à 6 mois; M = 4.27, SD = 1.88; CB: k = 5 études avec des périodes allant de 3 à 6 mois; M = 5.4, SD = 1.34), par une étude pharmacologique dans la catégorie CB avec 12 mois de suivi, et par deux études dans la catégorie IA qui ont utilisé des interventions combinées, chacune collectant des données à un mois de suivi.
La majorité des études psychologiques ont examiné la TCC (58%), dispensé un traitement en groupe (71%) et en face à face (92%). Le nombre total d'heures consacrées aux interventions psychologiques variait de 15 min à 54 h (M = 12.55 h, SD = 10.49), d'une semaine à 26 semaines (M = 10.44, SD = 6.12), et de 8 semaines à 20 semaines (M = 11.71, SD = 3.90) pour le traitement de IA, SA et CB, respectivement. La plupart des études pharmacologiques ont examiné les antidépresseurs (85%); la majorité des essais combinés ont utilisé la TCC en association avec des antidépresseurs (71%). La durée des traitements pharmacologiques variait de 6 à 52 semaines (M = 15.67, SD = 17.95), de 12 à 72 semaines (M = 24.83, SD = 23.58), et de 7 à 12 semaines (M = 9.50, SD = 2.20) pour le traitement de l'IA, de l'AS et du CB, respectivement.
Dans toutes les catégories de toxicomanie, un total de 3,531 XNUMX participants ont été analysés (IA: n = 2,427; SA: n = 771; CB: n = 333). La majorité des études incluaient des participants souffrant simultanément de dépression et d'anxiété (77%). Les essais portant sur l'IA ont été principalement menés dans les pays asiatiques (75%). L'échantillon total était majoritairement masculin dans les études examinant l'AI (76%) avec un âge moyen de 21 ans et l'AS (98%) avec un âge moyen de 37 ans, mais les femmes dans les études examinant le CB (92.45%) avec un âge moyen de 42 ans Des informations détaillées sur les caractéristiques des études sont présentées dans Tableaux 1 à 3.
Tableau 1.Caractéristiques des études sur la dépendance à Internet
Étude / année | Na | Groupe de traitement (N) / Mode de thérapie / Mode d'administrationb | Groupe de contrôle (N) / Mode de thérapie / Mode d'administrationb | Culture / D / A (+/-) / type IA | Durée t / cc | FU (mois) | Résultats (évaluation) | L'analyse des données | EPHPP |
Traitements psychologiques | |||||||||
Anuradha et Singh (2018) | 28 | CBT (28) / I / FTFT | Aucun | Asie / - / IA | NA | Aucun | SG (IADQ) | CO | 3 |
Bai et Fan (2007) | 48 | TI (CBT; maîtrise de soi; compétence sociale) (24) / G / FTFT | TN (24) | Asie / + / IA | 16 | 1.5 | GS (CIAS-R) | CO | 3 |
Cao et coll. (2007) | 57 | CBT (26) / G / FTFT | TN (31) | Asie / + / IA | 10 | Aucun | GS (YDQ, CIAS) | CO | 2 |
Célik (2016) | 30 | EDU (15) / G / FTFT | TN (15) | Turquie / + / IA | 10 | 6 | GS (PIUS) FR (% de jeux Internet joués parmi les utilisateurs d'Internet / w)d | NA | 3 |
Deng et coll. (2017) | 63 | CBI (44) / G / FTFT | LV (19) | Asie / + / IGD | 18 | 6 | SG (CIAS) | CO | 2 |
Du et al. (2010) | 56 | TI (CBT; formation des parents; EDU pour les enseignants) (32) / G / FTFT | TN (24) | Asie / + / IA | 14 | 6 | SG (IOSRS) | CO | 2 |
González-Bueso et coll. (2018) | 30 | 1) CBT (15) / I / FTFT 2) IT (CBT + EDU pour les parents) (15) / I / FTFT | CH (30)e | Espagne / - / IGD | 1) 9 2) 9 | Aucun | GS (DQVMIA) | CO | 3 |
Guo et al. (2008) | 28 | 1) CBT (14) / G / FTFT | 2) SUPP (par exemple, partage d'informations sur l'AI; promotion de l'estime de soi et des ressources) (14) / G / FTFTf | Asie / + / IA | 1) 8 2) N.O. | Aucun | SG (CIAS) | CO | 2 |
Han et al. (2012) | 14 | FT (14) / F / FTFT | Aucun | Asie / - / IGD | NA | Aucun | GS (YIAS) FR (h / w) | CO | 3 |
Han et al. (2018) | 26 | CBT (26) / G / FTFT | Aucun | Asie / - / IGD | 24 | Aucun | SG (CIAS) FR (h / w) | CO | 3 |
Hui et coll. (2017) | 73 | 1) CBT (37) / G / FTFT | 2) TI (CBT + EA) (36) / I + G / FTFTf | Asie / - / IGD | 1) 5 2) 10 | Aucun | SG (SAI) | CO | 2 |
Ke et Wong (2018) | 157 | CBT (157) G / FTFT | Aucun | Asie / + / IA | 12 | 1 | GS (PIUQ) | CO | 3 |
Khazaei et coll. (2017) | 48 | PI (24) / G / FTFT | LV (24) | Iran / + / IA | NA | Aucun | GS (IAT) FR (h / w) | NA | 3 |
Kim (2008) | 25 | RT (13) / G / FTFT | TN (12) | Asie / + / IA | 12.5 | Aucun | GS (K-IAS) | NA | 3 |
King et al. (2017)g | CBT (84 h d'abstinence) (9) / I / NA | Aucun | Australie / + / IGD | NA | 1 | GS (liste de contrôle IGD) FR (h / w) | CO | 3 | |
Lan et coll. (2018) | 54 | 1) CBT (27) / G / FTFT | 2) EDU (27) / G / FTFTf | Asie / + / SMA | 1) 8 2) 1 | 3 | SG (MPIAS) FR (h / w) | CO | 2 |
Lee et al. (2016) | 46 | CBT (écriture quotidienne à domicile) (46) / FTFT / I | Aucun | Asie / + / SMA | NA | Aucun | GS (KSAPS) | CO | |
Li et Dai (2009) | 76 | CBT (38) / I / FTFT | LV (38) | Asie / + / IA | 14 | Aucun | SG (CIAS) | CO | 3 |
Li, Garland et coll. (2017) | 30 | 1) PLUS (15) / G / FTFT | 2) SUPP (15) / G / FTFTf | USA / - / IGD | 1) 16 2) 16 | 3 | GS (critères DSM-5) | ITT | 2 |
Li, Jin et coll. (2017) | 73 | 1) CBT (36) / G / FTFT | 2) CBT + EA (37) / I + G / FTFTf | Asie / + / IGD | 1) 5 2) 10 | Aucun | GS (IAT) | CO | 3 |
Liu et al. (2013) | 31 | 1) CBT (16) / G / FTFT | 2) SM (par exemple, registres écrits de la fréquence des jeux de hasard; détermination des comportements cibles) (15) / G / SGTf | Asie / - / IA | 1) 54 2) 24 | Aucun | GS (IAT) FR (h / d) | CO | 3 |
Liu et al. (2015) | 46 | FT (21) / G / FTFT | LV (25) | Asie / - / IA | 12 | 3 | GS (APIUS) FR (h / w) | CO | 2 |
Pallesen et al. (2015) | 12 | TI (CBT; FT; SFT; MI) (12) / G / FTFT | Aucun | Norvège / + / VGA | NA | Aucun | GS (GASA ; PVP) | CO | 3 |
Park, Kim et coll. (2016) | 24 | 1) CBT (12) / G / FTFT | 2) VRT (12) / G / SGTf | Asie / - / IGD | 1) 16 2) 4 | Aucun | GS (YIAS) | CO | 3 |
Pornnoppadol et coll. (2018) | 54 | 1) TI (CBT + compétences + sport) (24) / G / FTFT | 2) EDU (30) / G / FTFTf | Asie / - / IGD | NA 2) 1 | 6 | GS (GAST) | CO | 2 |
Sakuma et al. (2017)g | 10 | INFORMATIQUE (SDiC y compris CBT; cuisine en plein air; rallye à pied; trekking; travail du bois) (10) G / FTFT | Aucun | Asie / - / IGD | NA | 3 | FR (jeux h / d; h / w; d / w) | CO | 3 |
Shek et al. (2009) | 22 | TI (counseling individuel et familial; soutien par les pairs) (22) / I / FTFT | Aucun | Asie / + / IA | NA | Aucun | GS (CIA-Y ; CIA-G) | CO | 3 |
Sei et coll. (2018) | 46 | MI (PFB) (46) / I / SGT | Aucun | Asie / + / IA | NA | Aucun | GS (IAT) | CO | 3 |
Su et al. (2011) | 59 | CBT (programme de traitement en ligne) 1) LE (17) / I / SGT 2) NE (12) / I / SGT 3) NI (14) / I / SGT | TN (16) | Asie / + / IA | 1) 0.48 2) 0.48 3) 0.26 | Aucun | GS (YDQ) FR (h / w) | CO | 2 |
van Rooij et al. (2012) | 7 | CBT (7) / I / FTFT | Aucun | Pays-Bas / + / IA | 7.5 | Aucun | SG (CIUS) FR (d / w; h / d) | CO | 3 |
Wartberg et coll. (2014) | 18 | CBT (18) / G / FTFT | Aucun | Allemagne / + / IA | 12 | Aucun | SG (CIUS) FR (h / jours de semaine; h / week-ends) | CO | 3 |
Woelfling et coll. (2014) | 42 | CBT (42) / G + I / FTFT | Aucun | Allemagne / - / IA | 32 | Aucun | GS (AICA-S) FR (h / jour de week-end) | ITT | 3 |
Yang et Hao (2005) | 52 | TI (SFBT; FT; CT) (52) / I / FTFT | Aucun | Asie / + / IA | NA | Aucun | GS (YDQ) | CO | 3 |
Yang et coll. (2017) | 14 | 1) CBT (14) / G + I / FTFT 2) EA (16)h | CH (16)e | Asie / - / IA | 20 | Aucun | GS (IAT) | CO | 2 |
Yao et al. (2017) | 37 | TI (RT; MFM) (18) G / FTFT | TN (19) | Asie / + / IGD | 12 | Aucun | SG (CIAS) | CO | 3 |
Young (2007) | 114 | CBT (114) / I / FTFT | Aucun | USA / + / IA | NA | 6 | GS (APA ; CCU ; MSA ; SF) FR (AO) | CO | 3 |
Young (2013) | 128 | CBT modifié (128) / I / FTFT | Aucun | USA / + / IA | NA | 6 | SG (IADQ) | CO | 3 |
Zhang (2009) | 70 | TI (CBT; sports) (35) / G / FTFT | TN (35) | Asie / + / IA | 24 | Aucun | GS (IAT) | CO | 3 |
Zhang et al. (2009) | 11 | CBT (11) / G / FTFT | Aucun | Asie / + / IA | NA | Aucun | GS (IAT) | CO | 2 |
Zhang et al. (2016) | 36 | TI (CBI + MFTR) (20) / G / FTFT | TN (16) | Asie / + / IGD | 17 | Aucun | SG (CIAS) FR (h / w) | CO | 2 |
Zhong et coll. (2011) | 57 | 1) FT (28) / G / FTFT | 2) TI (entraînement militaire; sports; thérapie ciblant les comportements addictifs) (29) / G / FTFTf | Asie / - / IA | 24.5 2) N.O. | 3 | GS (OCS) | CO | 2 |
Zhu et coll. (2009) | 45 | 1) CBT (22) / G / FTFT | 2) TI (CBT + EA) (23) / I + G / FTFTf | Asie / + / IA | 5 2) 10 | Aucun | SG (ISS) | CO | 2 |
Zhu et coll. (2012) | 73 | 1) CBT (36) / G / FTFT | 2) TI (CBT + EA) (37) / I + G / FTFTf | Asie / + / IA | 5 2) 10 | Aucun | GS (IAT) | CO | 2 |
Traitements pharmacologiques | |||||||||
Bipeta et coll. (2015) | 11 | Divers antidépresseurs (après que le clonazépam a été réduit progressivement en 3 semaines) (11) (participants avec IA et OCD) | 2) Divers antidépresseurs (après réduction progressive du clonazépam en 3 semaines) (27) (participants avec TOC uniquement)e | Inde / - / IA | 52 | Aucun | GS (YBOCS ; IAT) | NA | 3 |
Dell'Osso et coll. (2008) | 17 | Escitalopram (17) | Aucun | USA / + / IA | 10 | Aucun | GS (IC-DIU-YBOCS) FR (h / w) | CO | 3 |
Han et al. (2009) | 21 | Méthylphénidate (21) (Concert) | Aucun | Asie / - / IGD | 8 | Aucun | GS (YIAS-K) FR (h / d) | CO | 3 |
Han et al. (2010) | 11 | Bupropion LP (11) | Aucun | Asie / - / IGD | 6 | Aucun | GS (YIAS) FR (h / d) | CO | 3 |
Park, Lee et coll. (2016) | 86 | 1) méthylphénidate (44) | 2) Atomoxétine (42)f 10 à 60 mg / j | Asie / - / IGD | 12 | Aucun | GS (YIAS) | CO | 3 |
Song et coll. (2016) | 119 | 1) Bupropion SR (44) 2) Escitalopram (42) | TN (33) | Asie / - / IGD | 6 | Aucun | GS (YIAS) | CO | 2 |
Traitements combinés | |||||||||
Han et Renshaw (2012) | 25 | 1) Bupropion + 8 sessions EDU (25) | 2) Placebo + 8 sessions EDU (25)e | Asie / + / IGD | 8 | 1 | GS (YIAS) FR (h / w) | CO | 2 |
Kim et al. (2012) | 32 | 1) Bupropion + 8 sessions CBT (32) | 2) Bupropion + 10 min. entretiens hebdomadaires (33)e | Asie / + / IGD | 8 | 1 | GS (YIAS) FR (h / w) | CO | 2 |
Li et al. (2008) | 48 | Antidépresseurs divers + CBT + FT (48) | Aucun | Asie / + / IA | 4 | Aucun | GS (IRQ) | CO | 3 |
Nam et al. (2017) | 30 | 1) Bupropion + EDU (15) | 2) Escitalopram + EDU (15)f | Asie / + / IGD | 12 | Aucun | GS (YIAS) | CO | 2 |
Santos et coll. (2016) | 39 | Médicaments mixtes + 10 séances CBT modifiées (39) | Aucun | Brésil / + / IA | 10 | Aucun | GS (IAT) | CO | 3 |
Yang et coll. (2005) | 18 | CBT + formation des parents + Fluoxetine (18) | Aucun | Asie / + / IA | 10.5 | Aucun | SG (CIUS) | CO | 3 |
Notes.
aNombre de sujets inclus dans l'analyse.
bLes modérateurs «mode de thérapie» et «mode de délivrance» ont été appliqués pour des traitements psychologiques uniquement.
cPour les études psychologiques, la durée du traitement a été mesurée en utilisant le nombre total d'heures passées en traitement pour le traitement (t) et les groupes témoins (c). Pour les études pharmacologiques et combinées, la durée du traitement a été mesurée en utilisant le nombre de semaines.
dLes données pour la variable de résultat «fréquence» n'étaient disponibles que pour le groupe de traitement.
eLa condition de contrôle a été exclue des analyses en raison de l'incompatibilité avec les critères de sélection.
fLa condition de contrôle a été considérée comme un bras de traitement séparé.
gL'étude a rapporté des données du prétraitement au suivi uniquement.
hLa condition de traitement a été exclue des analyses en raison de l'incompatibilité avec les critères de sélection.
Tableau 2.Caractéristiques des études sur la dépendance sexuelle
Étude / année | Total Na | Groupe de traitement (N) / Mode de thérapie / Mode d'administrationb | Groupe de contrôle (N) Mode de thérapie / Mode d'administrationb | Durée t / cc/ D / A (+/-) | FU (mois) | Résultats (évaluation) | L'analyse des données | EPHPP |
Traitements psychologiques | ||||||||
Crosby (2012) | 27 | ACT (14) / I / FTFT | LV (13) | 12 / + | 5d | GS (SCS) FR (heures de visionnage de pornographie / semaine; version modifiée du DDQ) | CO | 2 |
Hallberg et coll. (2017) | 10 | CBT (10) / G / FTFT | Aucun | 8 / - | 6 | GS (HD: CAS; HDSI) | ITT | 3 |
Hallberg et coll. (2019) | 137 | CBT (70) / G / FTFT | LV (67) | 8 / - | 6 | GS (HD: CAS; SCS) | ITT | 2 |
Hardy et coll. (2010) | 138 | CBT (programme en ligne Candeo) (138) / I / SGT | Aucun | 26 / + | Aucun | GS (RDP) FR (usage pornographique / m; masturbation / m) | CO | 3 |
Hart et coll. (2016) | 49 | MI (49) / G / FTFT | Aucun | 7 / + | 3 | GS (SCS) | CO | 3 |
Hartman et coll. (2012)e | 57 | IT (programme SA et SA-SUD) / I + G / FTFT (57) | Aucun | 13 / + | 6 | SG (CSBI) | CO | 3 |
Klontz et coll. (2005) | 38 | 1) IT (EXPT; CBT; EDU; M-Medit.), Hommes (28) / G / FTFT 2) IT (EXPT; CBT; EDU; M-Medit.), Femmes (10) / G / FTFT | Aucun | 1) 1 / + 2) 1 / + | 6 | GS (GSBI ; CGI) | CO | 3 |
Levin et coll. (2017) | 11 | ACT (SHWB) (11) / I / SGT | Aucun | 8 / + | 1.5 | GS (UCP) FR (visionnage de pornographie h / w) | CO | 3 |
Minarcik (2016) | 12 | CBT (12) / I / FTFT | Aucun | 12 / + | Aucun | GS (CLAPS ; HBI ; SCS) FR (visionnement de pornographie min./w) | CO | 3 |
Orzack et coll. (2006) | 35 | TI (RtC; CBT; MI) (35) / G / FTFT | Aucun | 16 / + | Aucun | FR (visionnage de pornographie / w; OTIS) | CO | 3 |
Pachankis et coll. (2015) | 63 | CBT (ESTEEM-SC basé sur l'UP) (32) / I / FTFT | LV (31) | 12 / + | 3 | GS (SCS) | ITT | 2 |
Parsons et coll. (2017) | 11 | CBT (ESTEEM-SC basé sur l'UP) (11) / I / FTFT | Aucun | 12 / + | Aucun | GS (SCS) | CO | 3 |
Quadland (1985)e | 15 | 1) GPT / G / FTFT (15) | 2) PT pour les participants affectés par d'autres problèmes / I / FTFT (14)f | 20 / + | 6 | FR (n de différents partenaires sexuels / 3 derniers mois;% de partenaires sexuels vus une seule fois;% de rapports sexuels avec un partenaire;% de rapports sexuels dans des lieux publics) | CO | 3 |
Sadiza et coll. (2011) | 10 | CBT (10) / G / FTFT | Aucun | 12 / + | Aucun | GS (SCS) | CO | 3 |
Twohig et Crosby (2010) | 6 | ACT (6) / I / FTFT | Aucun | 8 / + | 3 | FR (visionnage de pornographie h / d) | CO | 3 |
Wilson (2010 XNUMX) | 54 | 1) Art-thérapie (27) / G / FTFT | 2) CBT (TCA) modifié (27) / G / FTFTg | 1) 6 / + 2) 6 / + | 1.5 | GS (HBI-19) | CO | 2 |
Traitements pharmacologiques | ||||||||
Kafka (1991) | 10 | Antidépresseurs divers + Lithium (10) | Aucun | 12 / + | Aucun | GS (SOI) | CO | 3 |
Kafka et Prentky (1992) | 16 | Fluoxétine (16) | Aucun | 12 / + | Aucun | GS (SOI) | CO | 3 |
Kafka (1994) | 11h | Sertraline (11) | Aucun | 17 / + | Aucun | GS (SOI) FR (fantasmes, pulsions, activités sexuelles min./d) | CO | 3 |
Kafka et Hennen (2000) | 26 | Antidépresseurs divers + méthylphénidate (26) | Aucun | 72 / + | Aucun | GS (TSO) FR (fantasmes, pulsions, activités sexuelles min./w) | ITT | 3 |
Wainberg et coll. (2006) | 28 | Citalopram (13) | APL (15) | 12 / - | Aucun | GS (YBOCS-CSB ; CSBI ; CGI-CSB) FR (masturbation, utilisation d'Internet, utilisation de pornographie h / w) | ITT | 2 |
Traitements combinés | ||||||||
Gola et Potenza (2016) | 3 | CBT + Paroxetine (3) | Aucun | 10 / + | Aucun | FR (utilisation pornographique / w) | CO | 3 |
Scanavino et coll. (2013) | 4 | STPGP + divers médicaments (4) | Aucun | 16 / + | Aucun | GS (SCS) | CO | 3 |
Notes. A = anxiété; ACT = thérapie d'acceptation et d'engagement; BSI = bref inventaire des symptômes; CBT = thérapie cognitivo-comportementale; CGI-CSB = échelle globale d'impression clinique adoptée pour le comportement sexuel compulsif; CLAPS = échelle de dépendance du lac Clear à la pornographie; CO = finissants seulement; CPUI = Cyber-Pornography Use Inventory; CSBI = Inventaire du comportement sexuel compulsif; D = dépression; d = jour; DDQ = questionnaire de consommation quotidienne; EDU = psychoéducation; EPHPP = Projet de pratique de santé publique efficace (1 = fort, 2 = modéré, 3 = cote faible); ESTEEM = Compétences efficaces pour autonomiser les hommes efficaces; EXPT = thérapie expérientielle; FR = fréquence; FTFT = traitement en face à face; FU = suivi; G = réglage de groupe; GPT = psychothérapie de groupe; GS = gravité globale; GSBI = Garos Sexual Beavior Inventory; h = heures; HBI = Inventaire des comportements hypersexuels; HD: CAS = Trouble hypersexuel: échelle d'évaluation actuelle; HDSI = inventaire de dépistage des troubles hypersexuels; I = counseling individuel; IT = traitement intégratif; ITT = intention de traiter; m = mois; M-Medit. = méditation de pleine conscience; MI = Entrevue motivationnelle; NA = non disponible; OTIS = Orzack Time Intensity Survey; PDR = dimensions psychologiques de la récupération (pensées sexuelles obsessionnelles, réactions constructives à la récupération, affect positif, affect négatif, perception du libre arbitre par rapport à la dépendance, tendance à nier la responsabilité de la dépendance, sens dans la vie, lien avec les autres, sentiment de pardon, conscience des pensées et des situations alléchantes, points de vente de plaisir sain); PLA = placebo; PT = psychothérapie; RtC = volonté de changer; SA = dépendance sexuelle; SA-SUD = dépendance sexuelle et toxicomanie comorbide; SC = compulsivité sexuelle; SCS = Sexual Compulsivity Scale; SGT = traitement autoguidé; SHWB = classeur d'auto-assistance; SOI = Sexual Outlet Inventory; STPGP = psychothérapie de groupe psychodynamique à court terme; TCA = approche centrée sur les tâches; TSO = sortie sexuelle totale; UP = Protocole unifié pour le traitement transdiagnostique des troubles émotionnels; W = liste d'attente; w = semaine; YBOCS-CSB = Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale modifié pour le comportement sexuel compulsif.
aNombre de sujets inclus dans l'analyse.
bLes modérateurs «mode de thérapie» et «mode de délivrance» n'ont été appliqués que pour des traitements psychologiques.
cLa durée du traitement a été mesurée en utilisant le nombre de semaines.
dLes données du prétraitement au suivi n'étaient disponibles que pour la variable de résultat «fréquence».
eL'étude a rapporté des données du prétraitement au suivi uniquement.
fLa condition de contrôle a été exclue des analyses en raison de l'incompatibilité avec les critères de sélection.
gLa condition de contrôle a été considérée comme un bras de traitement.
hSeuls les participants diagnostiqués avec des troubles liés à la paraphilie ont été inclus dans les analyses.
Tableau 3.Caractéristiques des études d'achat compulsif
Étude / année | Total Na | Groupe de traitement (N) / Mode de thérapie / Mode d'administrationb | Groupe de contrôle (N) | Durée t / cc/ D / A (+/-) | FU (mois) | Résultats (évaluation) | L'analyse des données | EPHPP |
Traitements psychologiques | ||||||||
Armstrong (2012) | 10 | MBSR (4) / G / FTFT | TN (6) | 8 / + | 3 | GS (CBS ; YBOCS-SV ; IBS) | CO | 2 |
Benson et coll. (2014) | 11 | IL (CBT, PSYDYN, PSYEDU, MI, ACT, éléments de pleine conscience) (6) / G / FTFT | LV (5) | 12 / + | 6 | GS (mod. VCBS ; RCBS ; CBS ; YBOCS-SV) FR (min./w dépensé pour acheter; acheter des épisodes / w)d | CO | 2 |
Filomensky et Tavares (2009) | 9 | CBT (9) / G / FTFT | Aucun | 20 / + | Aucun | GS (YBOCS-SV) | CO | 3 |
Mitchell et al. (2006) | 35 | CBT (28) / G / FTFT | LV (7) | 10 / + | 6e | GS (YBOCS-SV ; CBS) FR (achat d'épisodes / w; h d'achat passé / w) | ITT | 2 |
Mueller et coll. (2008) | 60 | CBT (31) / G / FTFT | LV (29) | 12 / + | 6e | GS (CBS ; YBOCS-SV ; G-CBS) | ITT | 2 |
Mueller et coll. (2013) | 56 | 1) CBT (22) / G / FTFT 2) Programme GSH (CBT WB + 5 sessions téléphoniques) (20) / I / SGT | LV (14) | 1) 10 / + 2) 10 / + | 6 | GS (CBS ; YBOCS-SV) | ITT | 2 |
Traitements pharmacologiques | ||||||||
Black et al. (1997) | 10 | Fluvoxamine (10) | Aucun | 9 / - | Aucun | GS (YBOCS-SV) | CO | 2 |
Black et al. (2000) | 23 | Fluvoxamine (12) | APL (11) | 9 / - | Aucun | GS (YBOCS-SV) | ITT | 2 |
Grant et al. (2012) | 9 | Mémantine (9) | Aucun | 8 / - | Aucun | GS (YBOCS-SV; modèle CB-SAS) | CO | 2 |
Coran et al. (2002) | 24 | Citalopram (24) | Aucun | 12 / + | Aucun | GS (YBOCS-SV) | ITT | 2 |
Coran et al. (2003) | 23 | Citalopram (23) | Aucun | 7 / + | Aucun | GS (YBOCS-SV ; CBS ; IBTS) | ITT | 2 |
Coran et al. (2007) | 26 | Escitalopram (26) | Aucun | 7 / + | Aucun | GS (YBOCS-SV) | ITT | 3 |
Ninan et coll. (2000) | 37 | Fluvoxamine (20) | APL (17) | 12 / + | Aucun | GS (YBOCS-SV) | ITT | 3 |
Notes. A = anxiété; ACT = thérapie d'acceptation et d'engagement; CBS = Compulsive Buying Scale; CB-SAS = Compulsive Buying Symptom Assessment Scale (version modifiée de la Gambling Symptom Assessment Scale; CBT = thérapie cognitivo-comportementale; CO = finissants seulement; D = dépression; EPHPP = Projet de pratique de santé publique efficace (1 = fort, 2 = modéré) , 3 = note faible); FTFT = traitement en face-à-face; FR = fréquence; FU = suivi; G = réglage de groupe; G-CBS = Canadian Compulsive Buying Measurement Scale, version allemande; GS = gravité mondiale; GSH = auto-assistance guidée; h = heures; I = counseling individuel; IBS = échelle d'achat impulsif; IBTS = échelle de tendance d'achat d'impulsion; ITT = intention de traiter l'analyse; MBSR = réduction du stress basée sur la pleine conscience; MI = entretien motivationnel; NA = non disponible; NT = pas de traitement; PLA = groupe témoin placebo; PSYDYN = psychodynamique; PSYEDU = psychoéducatif; RCBS = Richmond Compulsive Buying Scale; SGT = traitement autoguidé; VCBS = Valence Compulsive Buying Scale; WB = classeur; WL = liste d'attente; w = semaine; YBOCS-SV = Yale-Brown Obsessive Com Version d'achat d'échelle pulsée.
aNombre de sujets inclus dans l'analyse.
bLes modérateurs «mode de thérapie» et «mode de délivrance» n'ont été appliqués que pour des traitements psychologiques.
cLa durée du traitement a été mesurée en utilisant le nombre de semaines.
dLes données pour la variable de résultat «fréquence» n'étaient disponibles que pour le groupe de traitement.
eLes études ont été exclues des analyses du FU, car seules les données du post-traitement au FU ont été rapportées.
Risque de biais dans les études
Les scores globaux EPHPP pour les études incluses dans les différentes catégories de toxicomanie sont présentés dans le Tableaux 1 à 3. L'évaluation de la validité a été réalisée par deux évaluateurs indépendants, ce qui a donné une fiabilité κ = 0.73 pour les études dans les catégories IA et SA, et κ = 0.75 pour les études dans la catégorie CB.
Synthèse des résultats et du risque de biais entre les études
Les tailles d'effet regroupées pour tous les types de dépendances et de traitements séparément pour les plans d'étude intra-groupe et contrôlés sur tous les résultats au post-traitement et au suivi, l'IC à 95% et les tests de signification sont décrits dans Tableau 4. Les parcelles forestières sur la taille des effets intra-groupe pour chaque condition, traitement et résultat au post-traitement sont présentées dans Fig. 2.
Tableau 4.Ampleur des effets pour tous les types de toxicomanie, résultats et modèles d'étude au post-traitement et au suivi
Résultat | Type d'effet | k | g | 95% CI | z | p | I2 | FS N |
addiction à Internet | ||||||||
Traitements psychologiques | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 54 | 1.51 | [1.29, 1.72] | 13.79 | 93.66 | 18,317 | |
contrôlé (poste) | 15 | 1.84 | [1.37, 2.31] | 7.268 | 83.56 | 1,254 | ||
intra-groupe (FU) | 17 | 1.48 | [1.11, 1.85] | 7.92 | 94.61 | 4,221 | ||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 17 | 1.09 | [0.73, 1.49] | 6.02 | 92.54 | 1,801 | |
contrôlé (poste) | 6 | 1.12 | [0.41, 1.83] | 3.08 | 78.05 | 69 | ||
intra-groupe (FU) | 6 | 1.06 | [0.12, 2.00] | 2.21 | 97.30 | 259 | ||
Traitements pharmacologiques | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 8 | 1.13 | [0.85, 1.42] | 7.78 | 78.76 | 564 | |
contrôlé (poste) | 2 | 1.28 | [0.85, 1.71] | 5.85 | 0.00 | -a | ||
intra-groupe (FU) | NA | |||||||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 3 | 0.72 | [0.49, 0.96] | 6.01 | 0.00 | 27 | |
contrôlé (poste) | NA | |||||||
intra-groupe (FU) | NA | |||||||
Traitements combinés | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 7 | 2.51 | [1.70, 3.33] | 6.03 | 92.99 | 756 | |
contrôlé (poste) | NA | |||||||
intra-groupe (FU) | 2 | 2.15 | [0.66, 3.65] | 2.82 | 93.55 | -a | ||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 2 | 2.77 | [2.29, 3.24] | 11.39 | 14.43 | -a | |
contrôlé (poste) | NA | |||||||
intra-groupe (FU) | 2 | 2.69 | [2.06, 3.32] | 8.43 | 49.72 | -a | ||
Sex Addiction | ||||||||
Traitements psychologiques | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 14 | 1.09 | [0.74, 1.45] | 6.03 | 92.54 | 1,311 | |
contrôlé (poste) | 3 | 0.70 | [0.42, 0.99] | 4.87 | 7.02 | 19 | ||
intra-groupe (FU) | 10 | 1.00 | [0.67, 1.32] | 6.02 | 90.02 | 760 | ||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 6 | 0.75 | [0.46, 1.03] | 5.10 | 70.96 | 177 | |
contrôlé (poste) | 1 | 1.67 | [0.82, 2.53] | 3.83 | 0.00 | -a | ||
intra-groupe (FU) | 4 | 0.83 | [0.37, 1.29] | 3.57 | 71.59 | 45 | ||
Traitements pharmacologiques | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 5 | 1.21 | [0.88, 1.54] | 7.12 | 50.42 | 134 | |
contrôlé (poste) | 1 | 0.14 | [−0.58, 0.87] | 0.38 | 0.70 | 0.00 | -a | |
intra-groupe (FU) | NA | |||||||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 3 | 0.87 | [0.63, 1.12] | 6.92 | 0.00 | 33 | |
contrôlé (poste) | 1 | 0.79 | [0.04, 1.55] | 2.06 | 0.00 | -a | ||
intra-groupe (FU) | NA | |||||||
Traitements combinés | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 1 | 1.91 | [0.75, 3.08] | 3.22 | 0.00 | -a | |
contrôlé (poste) | NA | |||||||
intra-groupe (FU) | NA | |||||||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 1 | 1.04 | 2.49 | 0.00 | -a | ||
contrôlé (poste) | NA | |||||||
intra-groupe (FU) | NA | |||||||
Achat compulsif | ||||||||
Traitements psychologiques | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 7 | 1.00 | [0.75, 1.25] | 7.88 | 46.43 | 210 | |
contrôlé (poste) | 6 | 0.75 | [0.42, 1.08] | 4.45 | 0.00 | 27 | ||
intra-groupe (FU) | 4 | 1.36 | [0.88, 1.84] | 5.57 | 53.65 | 66 | ||
La fréquence | intra-groupe (poste) | 2 | 0.97 | [0.68; 1.26] | 6.55 | 0.00 | -a | |
contrôlé (poste) | 1 | 2.48 | [1.46, 3.49] | 4.76 | 0.00 | -a | ||
intra-groupe (FU) | 1 | 1.01 | [0.47, 1.55] | 3.68 | 0.00 | -a | ||
Traitements pharmacologiques | ||||||||
Gravité globale | intra-groupe (poste) | 7 | 1.52 | [1.18, 1.86] | 8.84 | 63.17 | 386 | |
contrôlé (poste) | 2 | -0.13 | [−0.82, 0.57] | -0.35 | 0.724 | 0.00 | -a | |
intra-groupe (FU) | 1 | -0.49 | [−1.00, 0.03] | -1.86 | 0.063 | 0.00 | -a | |
La fréquence | intra-groupe (poste) | NA | ||||||
contrôlé (poste) | NA | |||||||
intra-groupe (FU) | NA |
Remarque. k = nombre de conditions de traitement; g = G de haies; IC = intervalle de confiance; I2 = pourcentage de la variation totale entre les études; FS N = Sécurité intégrée N (nombre d'études nécessaires pour obtenir un effet thérapeutique non significatif); NA = non disponible.
aFail-safe N n'a pas été calculé car moins de 3 études étaient disponibles.
Ampleur des effets des traitements psychologiques au post-traitement et au suivi
Les traitements psychologiques dans toutes les catégories de toxicomanie ont produit des effets à court terme variant de moyen à grand dans les deux plans d'étude. La taille des effets à long terme dans toutes les catégories de toxicomanie a indiqué que les effets du traitement étaient maintenus. Comme illustré dans Tableau 4, une hétérogénéité principalement élevée d'une étude à l'autre a été observée pour les variables de résultats dans les catégories IA et SA, et une hétérogénéité ou homogénéité modérée a été observée dans la catégorie CB.
Dans la catégorie IA, la méthode de compensation et de remplissage a identifié 17 études provoquant une asymétrie du graphique en entonnoir pour la réduction de la gravité globale et une étude pour la réduction de la fréquence dans les plans d'étude intra-groupe. Les analyses avec ces études remplies ont suggéré des tailles d'effet légèrement réduites (gravité globale: g = 0.87; IC à 95% [0.82, 0.92]; Test d'Egger p <0.001; la fréquence: g = 0.93; IC à 95% [0.84, 1.03]; Test d'Egger p = 0.282) suggérant un impact non significatif du biais de publication. Aucune indication de biais de publication n'a été trouvée pour la réduction de la gravité globale sur la base de plans d'études contrôlés (test d'Egger p = 0.067). Au sein de la catégorie SA, la méthode de compensation et de remplissage a identifié une étude causant une asymétrie du graphique en entonnoir pour la réduction de la gravité globale conduisant à une taille d'effet légèrement réduite pour cette variable de résultat (g = 0.88; IC à 95% [0.79; 0.97], test d'Egger p = 0.318). N des analyses ont été menées, la taille des effets dans toutes les catégories de toxicomanie a été jugée robuste pour les variables de résultats, à l'exception de la taille de l'effet contrôlé concernant la réduction de la gravité globale dans les catégories SA et CB, qui n'étaient pas robustes.
Ampleur des effets des traitements pharmacologiques au post-traitement et au suivi
Au post-traitement, la taille des effets intra-groupe dans toutes les catégories de toxicomanie était moyenne et grande. La taille des effets contrôlés était principalement basée sur des essais uniques allant de grande dans la catégorie IA à petite et négative dans les catégories SA et CB. L'absence de données de suivi a empêché l'interprétation des tailles d'effet à long terme. Une hétérogénéité élevée et modérée entre les études a été observée pour les variables de résultats dans les catégories de toxicomanie. La sécurité intégrée N les analyses effectuées pour les données disponibles suggèrent la robustesse des tailles d'effet.
Ampleur des effets des traitements combinés au post-traitement et au suivi
Des interventions combinées ont été mises en œuvre uniquement pour le traitement de l'AI et de l'AS sur la base de plans d'études intra-groupe produisant de grandes tailles d'effet à court terme. Les données de suivi n'étaient disponibles que dans la catégorie IA produisant des tailles d'effet tout aussi importantes. Une forte hétérogénéité entre les études a été observée pour la réduction de la gravité globale dans la catégorie IA; mais le fail-safe N indique la robustesse de la taille de l'effet.
L'identification des valeurs aberrantes par la procédure d'une étude supprimée n'a montré aucun impact d'une seule étude sur les effets globaux des traitements psychologiques, pharmacologiques et combinés.
Analyses du modérateur
Des analyses des modérateurs ont été effectuées pour les tailles d'effet intra-groupe. Les résultats des variables catégorielles au post-traitement sont présentés dans Tableau 5.
Tableau 5.Modérateur analyse les variables catégorielles pour tous les types de dépendances et les résultats
IA | SA | CB | |||||
Modérateur | Variable de résultat | Qbet | p (Q) | Qbet | p (Q) | Qbet | p (Q) |
Traitements psychologiques | |||||||
Type de traitement psychologique (CBT vs IT vs other) | |||||||
GS | 4.24 | 0.120 | 4.50 | 0.105 | 0.34 | 0.945 | |
FR | 0.11 | 0.947 | 15.67 | a | - | - | |
Mode de traitement (groupe vs individuel vs autre) | |||||||
GS | 0.47 | 0.792 | 0.11 | 0.741b | 0.44 | 0.508b | |
FR | 0.55 | 0.761 | 14.55 | b | |||
Mode de livraison (FTFT vs SGT) | |||||||
GS | 9.15 | 0.56 | 0.453 | 0.44 | 0.508 | ||
FR | 2.03 | 0.154 | 0.76 | 0.384 | - | - | |
Comorbidité (D / A inclus vs exclus) | |||||||
GS | 0.02 | 0.898 | 0.84 | 0.360 | 0.00 | 1.00 | |
FR | 1.13 | 0.289 | 0.00 | 1.00 | - | - | |
Analyse des données (completer vs ITT)c | |||||||
GS | 0.30 | 0.586 | 0.99 | 0.320 | 0.007 | 0.933 | |
FR | 0.09 | 0.771 | 0.00 | 1.00 | - | - | |
EPHPP (1 = fort vs 2 = modéré vs 3 = faible validité interne)d | |||||||
GS | 1.14 | 0.285 | 2.24 | 0.134 | 0.02 | 0.903 | |
FR | 1.94 | 0.164 | 0.53 | 0.466 | - | - | |
Culture (pays asiatiques vs. occidentaux) | |||||||
GS | 0.54 | 0.461 | - | - | - | - | |
FR | 0.58 | 0.447 | - | - | - | - | |
Type IA (IA globale vs IGD vs autre) | |||||||
GS | 1.63 | 0.653 | - | - | - | - | |
FR | 4.21 | 0.122 | - | - | - | - | |
Traitements pharmacologiquese | |||||||
Type de traitement pharmacologique (MA vs mixte ou autre) | |||||||
GS | 5.62 | f | 0.09 | 0.765 | 0.65 | 0.421g | |
Comorbidité (D / A inclus vs exclus) | |||||||
GS | 0.73 | 0.392 | -h | -h | 0.22 | 0.642 | |
Analyse des données (completer vs ITT) | |||||||
GS | 0.00 | 1.00 | 0.76 | 0.383 | 4.89 | ||
EPHPP (1 = fort vs 2 = modéré vs 3 = faible validité interne)d | |||||||
GS | 0.47 | 0.493 | -h | -h | 2.52 | 0.112 | |
Culture (pays asiatiques vs. occidentaux) | |||||||
GS | 7.32 | - | - | - | - | ||
Type IA (IA globale vs IGD vs autre) | |||||||
GS | 7.32 | i | - | - | - | - | |
Traitements combinése | |||||||
Type de traitement pharmacologique (MA vs mixte ou autre) | |||||||
GS | 0.83 | 0.362j | - | - | - | - | |
Type de traitement psychologique (CBT vs IT vs other) | |||||||
GS | 20.81 | k | - | - | - | - | |
Mode de traitement psychologique (groupe vs individuel vs autre) | |||||||
GS | 0.29 | 0.592b | - | - | - | - | |
Comorbidité (D / A inclus vs exclus) | |||||||
GS | 0.00 | 1.00 | - | - | - | - | |
Analyse des données (completer vs ITT) | |||||||
GS | 0.00 | 1.00 | - | - | - | - | |
EPHPP (1 = fort vs 2 = modéré vs 3 = faible validité interne)d | |||||||
GS | 6.06 | - | - | - | - | ||
Culture (pays asiatiques vs. occidentaux) | |||||||
GS | 0.83 | 0.362 | - | - | - | - | |
Type IA (IA globale vs IGD vs autre) | |||||||
GS | 6.06 | i | - | - | - | - |
Notes. A = anxiété; AD = antidépresseurs; CB = achats compulsifs; CBT = thérapie cognitivo-comportementale; D = dépression; EPHPP = Projet de pratique de santé publique efficace (outil d'évaluation de la qualité pour les études quantitatives); GS = gravité globale; FR = fréquence; FTFT = traitement en face à face; IA = dépendance à Internet; IGD = trouble du jeu sur Internet; IT = traitement intégratif; ITT = intention de traiter l'analyse; Qbet = statistique d'homogénéité pour les différences entre les sous-groupes; SA = dépendance sexuelle; SGT = traitement autoguidé.
aCBT: g = 0.98; IC à 95% [0.83, 1.13]; p ≤ 0.001; IL: g = 0.25; IC à 95% [-0.08, 0.58]; p = 0.132; Autres traitements (c.-à-d. Thérapie d'acceptation et d'engagement): g = 0.80; IC à 95% [0.51, 1.10]; p ≤ 0.001.
bL'analyse du modérateur n'a inclus que deux sous-groupes (groupe vs individu).
cSeules les études indiquant le type d'analyse des données ont été incluses dans les analyses (voir Tableau 1).
dL'analyse du modérateur n'a inclus que deux sous-groupes (2 = modéré; 3 = faible).
eLes analyses des modérateurs sur la variable «fréquence» des résultats n'ont pas été effectuées en raison du nombre insuffisant d'études.
fL'analyse des modérateurs ne comprenait que deux sous-groupes (AD contre d'autres médicaments [c.-à-d. Méthylphénidate, atomoxétine]).
gL'analyse des modérateurs ne comprenait que deux sous-groupes (AD contre d'autres médicaments [c.-à-d. Mémantine]).
hLes résultats des analyses des modérateurs n'ont pas été interprétés, car il ne restait qu'une seule étude dans l'un des deux sous-groupes.
iL'analyse du modérateur n'a inclus que deux sous-groupes (IA vs IGD).
jL'analyse du modérateur n'a inclus que deux sous-groupes (AD vs mixte).
kL'analyse des modérateurs ne comprenait que deux sous-groupes (CBT vs autres traitements [c.-à-d. Programme d'éducation]).
La taille des effets dans tous les types de dépendances et d'interventions n'a pas été affectée par la qualité des études, la dépression et l'anxiété concomitantes, et l'année de publication (IA: gravité globale: β = -0.02; SE = 0.03; p = 0.417; la fréquence: β = -0.09; SE = 0.05; p = 0.075; SA: gravité globale: β = -0.03; SE = 0.04; p = 0.519).
En ce qui concerne l'AI, des tailles d'effet significativement plus importantes ont été trouvées pour les FTFT par rapport aux SGT, et pour les interventions comprenant un nombre plus élevé d'heures de traitement pour la réduction de la gravité globale (β = 0.04; SE = 0.01; p <0.01) et fréquence (β = 0.03; SE = 0.009; p <0.01). Pour la réduction de la gravité globale dans les études pharmacologiques, des effets plus importants sont apparus pour les antidépresseurs par rapport à d'autres agents chimiques (c'est-à-dire, le méthylphénidate, l'atomoxétine), pour ceux mis en œuvre dans d'autres pays par rapport aux pays asiatiques, et en examinant l'IA mondiale par rapport à l'IGD et aux téléphones intelligents. dépendance.
En ce qui concerne l'AS, la TCC et d'autres traitements psychologiques (c.-à-d. La thérapie d'acceptation et d'engagement) ont montré un avantage sur les interventions intégratives et sur le counseling individuel par rapport aux paramètres de groupe pour la réduction de la fréquence. Dans la catégorie CB, les essais pharmacologiques utilisant des analyses plus complètes ont produit des tailles d'effet plus importantes que celles basées sur des analyses ITT concernant la réduction de la gravité globale.
Les analyses des modérateurs sur les traitements combinés n'ont été effectuées que pour la catégorie IA. Les résultats ont démontré que des tailles d'effet plus importantes étaient associées à des combinaisons CBT, à des essais de moindre qualité et à ceux examinant l'IA globale.
Traitements psychologiques vs pharmacologiques vs combinés
En ce qui concerne l'IA, les traitements combinés ont produit des effets plus importants que les interventions psychologiques et pharmacologiques pour la réduction de la gravité globale (psychologique vs combiné: Qjusqu'à XNUMX fois = 7.80, p <0.01; pharmacologique vs combiné: Qjusqu'à XNUMX fois = 14.69, p <0.001) et fréquence (psychologique vs combiné: Qjusqu'à XNUMX fois = 8.73, p <0.01; pharmacologique vs combiné: Qjusqu'à XNUMX fois = 63.02, p <0.001). Des résultats non significatifs ont été trouvés entre les tailles d'effet des traitements psychologiques et pharmacologiques purs (gravité globale: p = 0.173; la fréquence: p = 0.492). En ce qui concerne la CB, les traitements pharmacologiques ont montré un avantage sur les traitements psychologiques pour la réduction de la gravité globale (Qjusqu'à XNUMX fois = 5.45, p <0.05). Aucune autre différence significative entre les types de traitements n'a été observée.
Différences entre les catégories de dépendance
Les comparaisons de l'ampleur des effets entre les catégories de toxicomanie ont donné des résultats non significatifs en ce qui concerne les interventions psychologiques (gravité globale: p = 0.174; la fréquence: p = 0.559) et les interventions pharmacologiques (gravité globale: p = 0.203; la fréquence: p = 0.389).
a lieu
L'objectif de cet article était d'étudier l'efficacité des traitements psychologiques, pharmacologiques et combinés pour IA, SA et CB et d'identifier les prédicteurs possibles des résultats du traitement. De plus, des comparaisons entre les trois types de BA basées sur la taille des effets pour les traitements psychologiques et pharmacologiques ont été effectuées pour la première fois, dans le but supplémentaire de faire des parallèles avec le jeu désordonné et les SUD en termes de réponse au traitement.
Nous avons constaté que les traitements psychologiques réduisaient efficacement la gravité et la fréquence globales de l'AI et de l'AS, la réponse au traitement étant maintenue sur de plus longues périodes. Pour CB, les traitements psychologiques ont également été associés à une réduction pré-post et pré-suivi de grande ampleur de la gravité globale. Des gains importants et modérés à court terme en ce qui concerne les deux variables de résultats ont été confirmés dans les plans d'étude contrôlés, en particulier en ce qui concerne l'IA et dans les études individuelles dans les catégories SA et CB. Ces résultats sont du même ordre que ceux obtenus dans les méta-analyses qui ont examiné les traitements psychologiques pour les troubles du jeu (Cowlishaw et coll., 2012; Gooding et Tarrier, 2009; Goslar, Leibetseder, Muench, Hofmann et Laireiter, 2017; Leibetseder, Laireiter, Vierhauser et Hittenberger, 2011; Pallesen, Mitsem, Kvale, Johnsen et Molde, 2005) et les SUD (Dutra et al., 2008; Tripodi, Bender, Litschge et Vaughn, 2010).
Bien que la TCC soit le plus couramment utilisée dans les trois catégories de toxicomanie, une variété d'autres approches psychologiques se sont avérées tout aussi efficaces pour réduire les comportements problématiques quel que soit le mode de traitement et - en particulier en ce qui concerne l'IA - le contexte culturel. Ces résultats diffèrent de ceux rapportés dans une méta-analyse récente, qui a découvert un avantage de la TCC par rapport à d'autres traitements psychologiques pour la réduction du temps passé en ligne, le conseil individuel et pour les études menées aux États-Unis (Winkler et al., 2013). Des divergences, cependant, peuvent être dues au fait que les analyses des modérateurs ont été menées sur des tailles d'effet regroupées au sein du groupe et contrôlées et à l'ajout des derniers résultats de recherche dans notre méta-analyse. Parmi celles-ci, les approches les plus couramment utilisées comprenaient la thérapie familiale, qui, compte tenu de diverses conditions familiales dysfonctionnelles (p. Ex., Schneider, King et Delfabbro, 2017) semblent bénéfiques non seulement pour les joueurs Internet problématiques adolescents (par exemple, Han, Kim, Lee et Renshaw, 2012), mais aussi pour les adolescents atteints de SUD (pour une revue, voir Filges, Andersen et Jørgensen, 2018). De même, les programmes basés sur la pleine conscience ont réussi à améliorer les symptômes de l'IA (Li, Garland et al., 2017) et CB (Armstrong, 2012), et la thérapie d'acceptation et d'engagement mise en œuvre pour le traitement de l'AS (par exemple, Crosby, 2012) se sont révélés utiles pour réduire les symptômes des troubles du jeu et des SUD (A-tjak et coll., 2015; Li, Howard, Garland, McGovern et Lazar, 2017; Maynard, Wilson, Labuzienski et Whiting, 2018). Les programmes d'intégration, qui contenaient principalement des éléments CBT, ont produit des tailles d'effet tout aussi importantes dans les trois catégories de dépendance, à l'exception de la réduction de la fréquence des comportements sexuels compulsifs. Ce résultat, cependant, était basé sur un essai unique qui différait des autres en utilisant l 'Orzack Time Inventory Survey (OTIS; Orzack, 1999) qui semblait «pas suffisamment inclusif» (Orzack, Voluse, Wolf et Hennen, 2006, p. 354) pour mesurer la fréquence d'utilisation inadaptée d'un ordinateur. Parce que Orzack et coll. (2006) dispensé un traitement en groupe, la faible taille de l'effet de cette étude expliquait également le désavantage de la mise en groupe par rapport au conseil individuel soulignant l'importance d'utiliser des outils de mesure fiables et valides (voir aussi Hook, Reid, Penberthy, Davis et Jennings, 2014). En outre, la réponse au traitement semblait être indépendante du type d'accouchement, à une exception près: les personnes affectées par l'AI recevant des FTFT semblaient bénéficier davantage du traitement que celles incluses dans les SGT. Les SGT mis en œuvre pour le traitement de l'AI, cependant, comprenaient un nombre considérablement plus faible de sessions que les FTFT. Par conséquent, la durée plutôt que le type d'accouchement peut expliquer ces différences entre les groupes, ce qui confirme les résultats d'une méta-analyse récente (Goslar et coll., 2017), ce qui indique que les SGT brèves peuvent produire des niveaux d'amélioration inférieurs à ceux des programmes d'entraide structurés à haute intensité. Des preuves de cette constatation ont été fournies par des SGT plus intensifs mis en œuvre pour le traitement de l'AS (Hardy, Ruchty, Hull et Hyde, 2010; Levin, Heninger, Pierce et Twohig, 2017) et CB (Mueller, Arikian, de Zwaan et Mitchell, 2013), produisant des tailles d'effet comparables à celles trouvées pour les FTFT. En conséquence, le succès du traitement a augmenté avec la durée de la psychothérapie, en particulier en ce qui concerne la réduction de la gravité et de la fréquence globales de l'AI. Un résultat similaire, mais non significatif, a également été observé pour la réduction de la gravité globale de l'AS. Ces résultats sont cohérents avec ceux de la recherche asiatique sur l'AI (Chun et coll., 2017), et avec ceux obtenus à partir de troubles du jeu (Goslar et coll., 2017; Leibetseder et coll., 2011; Pallesen et al., 2005), ce qui suggère que la manifestation de comportements addictifs nécessite un traitement plus intensif pour obtenir une amélioration.
Comme pour les thérapies psychologiques, les traitements pharmacologiques ont montré des réductions importantes et robustes avant et après les symptômes pathologiques dans les trois catégories de toxicomanie. Aucune conclusion, cependant, ne peut être tirée en ce qui concerne la durabilité de la réponse au traitement et les gains à court terme des médicaments par rapport au placebo en raison de la quantité limitée de données. De plus, les essais contrôlés par placebo menés pour le traitement de la SA et de la CB étaient entachés d'un soutien supplémentaire, comme des contacts réguliers avec le thérapeute, y compris une réflexion sur les comportements problématiques (Black, Gabel, Hansen et Schlosser, 2000; Wainberg et coll., 2006) ou des stratégies concomitantes telles que la tenue de journaux de magasinage (par exemple, Black et al., 2000; Ninan et coll., 2000), contribuant à de petites différences entre les groupes et masquant l'effet des agents chimiques (Black et al., 2000; Ninan et coll., 2000; Wainberg et coll., 2006). À titre de comparaison, les gains à court terme des traitements pharmacologiques par rapport au placebo pour le trouble du jeu se situaient dans la moyenne (Goslar, Leibetseder, Muench, Hofmann et Laireiter, 2018), semblables à ceux signalés pour les troubles liés à la consommation d'alcool et pour diverses maladies médicales et troubles de santé mentale (p. ex. Jonas et coll., 2014; Leucht, Hierl, Kissling, Dold et Davis, 2012).
Les analyses des modérateurs n'ont montré aucune différence significative entre les classes de médicaments, bien que le gain de traitement pour la réduction de la gravité globale du CB semble être surestimé en raison des tailles d'effet plus importantes basées sur les compléteurs observées dans deux essais (Black, Monahan et Gabel, 1997; Grant, Odlaug, Mooney, O'Brien et Kim, 2012) par rapport à ceux obtenus à partir des analyses ITT. Ces essais ont également déterminé la supériorité des traitements pharmacologiques sur les traitements psychologiques pour la réduction de la gravité globale soutenant l'utilisation de l'analyse ITT, qui représente une approche statistique pragmatique reflétant des conditions plus réalistes dans le contexte des traitements (par exemple, Sedgwick, 2015). Seulement dans la catégorie IA, les antidépresseurs semblaient supérieurs aux autres médicaments. Un examen plus approfondi des données a toutefois révélé que le sous-groupe avec le gain de traitement le plus élevé couvrait les participants adultes souffrant de dépression comorbide et de troubles obsessionnels compulsifs traités avec des antidépresseurs et comprenait l'essai avec la plus grande ampleur d'effet (g = 2.54; Dell'Osso et al., 2008). Le sous-groupe avec le gain de traitement réduit, à son tour, comprenait des adolescents atteints de trouble d'hyperactivité avec déficit d'attention comorbide (TDAH) traités avec des psychostimulants (méthylphénidate), et contenait l'essai avec la taille d'effet la plus faible examinant les individus avec une faible gravité initiale de l'AI (g = 0.57; Han et al., 2009). Ces différences ont également affecté la «culture» et le «type IA» des modérateurs. Avec les deux études retirées des analyses des modérateurs, l'avantage des antidépresseurs et les résultats significatifs pour les modérateurs «culture» et «type IA» ont disparu. Bien que les traitements dans les deux sous-groupes aient donné des résultats bénéfiques, les différences semblaient être motivées par des essais uniques. Par conséquent, les interactions entre le TDAH concomitant, le traitement médicamenteux, l'âge et la culture doivent être étudiées si un plus grand nombre d'études seront disponibles. Mis à part le TDAH comorbide, cependant, l'amélioration spécifique au trouble était indépendante de la dépression et de l'anxiété comorbides, appuyant les résultats d'une IA antérieure Han et Renshaw, 2012) et la recherche sur les troubles du jeu (pour un examen, voir Dowling, Merkouris et Lorains, 2016).
Dans les trois catégories de toxicomanie, les inhibiteurs sélectifs de la recapture de la sérotonine (ISRS) ont été principalement examinés sur la base de proportions élevées de troubles de l'humeur comorbides (par exemple, Kafka, 1991) et - en particulier en ce qui concerne la SA - les propriétés inhibitrices de la sérotonine sur les comportements sexuels (par exemple, Kafka et Prentky, 1992). Les antagonistes opioïdes (par exemple, la naltrexone) et les médicaments glutamatergiques (par exemple, le topiramate) ont été pris en compte uniquement dans les études de cas pour le traitement de l'AS (par exemple, Grant et Kim, 2001; Khazaal et Zullino, 2006) et CB (par exemple, Grant, 2003; Guzman, Filomensky et Tavares, 2007) démontrant des résultats bénéfiques. Étant donné que les antagonistes opioïdes et les agents glutamatergiques se sont avérés des options de traitement favorables pour les SUD (Guglielmo et coll., 2015; Jonas et coll., 2014; Minarini et coll., 2017) et les troubles du jeu (Bartley et Bloch, 2013; Goslar et coll., 2018), ces types de médicaments semblent prometteurs à étudier dans des plans d'étude contrôlés à plus grande échelle, en particulier à la lumière des taux élevés de SUD comorbides observés dans les BA (par exemple, Grant et al., 2010).
Les traitements combinés pour l'IA, en particulier les médicaments en combinaison avec la TCC, ont produit des effets d'entraînement améliorés par rapport aux interventions psychologiques et pharmacologiques pures soutenant la recommandation d'une revue récente des études sur les résultats du traitement de l'IA (Przepiorka, Blachnio, Miziak et Czuczwar, 2014). La supériorité des combinaisons CBT sur celles combinées à d'autres stratégies psychologiques était supposée être basée sur un seul essai produisant une taille d'effet très importante (g = 5.31; Yang, Shao et Zheng, 2005), affectant également les modérateurs «qualité» et «type IA». Cependant, cette étude étant retirée des analyses de sous-groupes, seul l'avantage des combinaisons CBT est resté significatif.
Bien que la plupart des informations aient été fournies par les études sur les résultats du traitement par IA et que les données des essais contrôlés soient encore limitées, les approches psychologiques et pharmacologiques ont montré des effets favorables à court terme dans les trois conditions, qui sont comparables à ceux appliqués pour la toxicomanie et le jeu désordonné (par exemple, Goslar et coll., 2017; Grant et al., 2010) soutenant nos hypothèses. Ces résultats ne sont pas suffisants pour clarifier la classification des IA, SA et CB dans le spectre des troubles psychiatriques en raison de la validation manquante des critères de diagnostic et des données épidémiologiques, génétiques et neurobiologiques limitées (par exemple, Grant et al., 2010). Cependant, ils suggèrent que les individus répondent également bien aux traitements quel que soit le type de dépendance. Ces résultats s'intègrent bien dans les modèles théoriques des troubles de la dépendance qui définissent les mécanismes sous-jacents communs pour les troubles liés à la substance et les BA (Griffiths, 2005; Jacobs, 1986; Orford, 2001; Shaffer et al., 2004), qui peut être modifiée par l'application de traitements psychologiques et pharmacologiques (Potenza et al., 2011). À la lumière de l'altération du fonctionnement préfrontal et des circuits de récompense lors de l'utilisation chronique de drogues et de comportements (p. Ex. Nestler, 2005), les traitements psychologiques, en particulier les options basées sur la TCC, peuvent altérer les cognitions dysfonctionnelles et les comportements inadaptés (Kim et Hodgins, 2018), et de renforcer les mécanismes d'autocontrôle en ciblant les zones cérébrales préfrontales (Potenza et al., 2011). Les traitements pharmacologiques visent à leur tour à réduire les symptômes de manque et de sevrage en ciblant les voies de récompense et les systèmes de neurotransmetteurs (Potenza et al., 2011). De plus, comme observé pour le traitement de l'AI, les combinaisons de CBT et de traitements pharmacologiques peuvent avoir un effet additif, bien que les interactions entre les deux ne soient pas encore claires (Potenza et al., 2011).
Les limites suivantes doivent être notées: Premièrement, comme c'est le cas pour la plupart des revues méta-analytiques, les études incluses différaient dans leur qualité méthodologique, bien que lorsque traitées statistiquement, nous n'avons pas observé de biais systématique dans la taille des effets en raison de différences dans la qualité des études. Cependant, aucune des études n'a obtenu la note la plus élevée, reflétant la qualité limitée des preuves en ce qui concerne le biais de sélection et, en raison de la prépondérance des plans d'études intra-groupe, l'identification et le contrôle des facteurs de confusion et l'aveuglement. Par conséquent, des ECR rigoureusement conçus sont nécessaires, y compris la surveillance du soutien psychosocial supplémentaire et des données de suivi, en particulier en ce qui concerne les essais pharmacologiques. De plus, la plupart des études sur l'AI incluaient divers comportements agis sur Internet (par exemple, les jeux en ligne, la visualisation de pornographie), bien que la recherche ait démontré des différences entre le concept plus général de l'AI et des types spécifiques de comportements addictifs induits par Internet (Montag et al., 2015). Cependant, nous avons essayé de surmonter ce problème en regroupant les études selon le comportement respectif, quel que soit le support utilisé. En ce qui concerne les troubles concomitants, nous avons limité les analyses des modérateurs à la dépression et à l'anxiété non seulement en raison de leur forte prévalence parmi les dépendances comportementales (par exemple, Starcevic et Khazaal, 2017), mais aussi parce que ces données étaient plus clairement identifiables à partir des critères d'exclusion des études primaires. Étant donné que d'autres conditions coexistent souvent avec les BA (par exemple, Grant et al., 2010), et la réponse au traitement peut être influencée par la nature de la comorbidité (Dowling et al., 2016), d'autres études sont encouragées à signaler systématiquement les types et les taux de troubles concomitants afin d'évaluer ces informations dans de futures méta-analyses. La plupart des études n'ont pas non plus fourni d'informations sur la manière dont les diagnostics avaient été obtenus. Le mode de détermination des diagnostics peut cependant influencer leur validité (Carlbring et coll., 2002; Voir aussi Andersson et Titov, 2014). Les études futures devraient donc indiquer si les diagnostics ont été obtenus par des cliniciens, par auto-évaluation, en face à face ou sur Internet. De plus, les futures études sont encouragées à comparer directement l'impact des traitements pour les individus avec BA et SUD afin d'étudier les similitudes et les différences entre les BA liées à la substance et non liées à la substance en termes de réponse au traitement.
Malgré ces limites, les résultats de la présente méta-analyse suggèrent qu'une variété d'interventions psychologiques sont efficaces pour réduire les symptômes de l'IA, en particulier lorsqu'elles sont livrées en face à face et menées sur une longue période de temps. Bien que les antidépresseurs et les psychostimulants pour les personnes présentant un TDAH concomitant améliorent les symptômes de l'AI, la TCC combinée à des antidépresseurs a montré un avantage sur les monothérapies. Sur la base de l'état actuel des recherches, le CBT et les antidépresseurs semblent efficaces pour le traitement de l'AS et du CB. Compte tenu de la demande de traitement, la recherche neurobiologique devrait se poursuivre afin d'identifier les parallèles entre les troubles liés à la substance et éventuellement les comportements addictifs, et d'améliorer encore les traitements pour ces conditions invalidantes (Grant et al., 2010; Potenza et al., 2011).
Sources de financement
Cette recherche n'a reçu le soutien financier direct d'aucun organisme de financement des secteurs public, commercial ou sans but lucratif.
Contribution de l'auteur
Martina Goslar a effectué la recherche documentaire, extrait les données et effectué les analyses. Les articles à inclure dans la méta-analyse ont été sélectionnés par Martina Goslar et Max Leibetseder qui ont également validé l'extraction des données. Anton-Rupert Laireiter a supervisé ces processus. Martina Goslar et Max Leibetseder ont évalué la validité des études. Hannah M. Muench a soutenu l'organisation des données et a donné des conseils statistiques. Le manuscrit a été écrit par Martina Goslar avec des commentaires fournis par Hannah M. Muench, Anton-Rupert Laireiter et Stefan G. Hofmann. Tous les auteurs ont contribué et approuvé le manuscrit final.
Conflit d'intérêt
Martina Goslar déclare qu'elle n'a aucun conflit d'intérêts. Max Leibetseder déclare qu'il n'a aucun conflit d'intérêts. Hannah M. Muench déclare qu'elle n'a aucun conflit d'intérêts. Le Dr Hofmann reçoit un soutien financier de la Fondation Alexander von Humboldt (dans le cadre du prix Humboldt), du NIH / NCCIH (R01AT007257), du NIH / NIMH (R01MH099021, U01MH108168) et de la Fondation James S. McDonnell 21st Century Science Initiative pour comprendre la cognition humaine - Initiative spéciale. Il reçoit une rémunération pour son travail de rédacteur en chef de Springer Nature et de l'Association for Psychological Science, et en tant que conseiller de Palo Alto Health Sciences et pour son travail en tant qu'expert en la matière de John Wiley & Sons, Inc. et SilverCloud Health, Inc. Il perçoit également des redevances et des paiements pour son travail éditorial de divers éditeurs. Anton-Rupert Laireiter déclare ne pas avoir de conflit d'intérêts.
Remerciements
Les auteurs souhaitent remercier Mme Xuan Wang et Mme Yang Zhang qui ont traduit les publications chinoises.
Formules pour les calculs de taille d'effet
Pour calculer les tailles d'effet intra-groupe, les formules suivantes ont été utilisées (Borenstein et coll., 2005, 2009):
tel que Y??1 reflète la moyenne du prétraitement, Y??2 reflète la moyenne post-traitement, Sdifférence reflète l'écart type de la différence, et r reflète la corrélation entre les scores de prétraitement et de post-traitement. En raison de la petite taille des échantillons, toutes les tailles d'effet ont été corrigées pour le biais à l'aide de Hedges g qui a été calculé en multipliant d avec le facteur de correction
tel que df représente les degrés de liberté pour estimer l'écart type intra-groupe. Ces formules ont également été appliquées pour le calcul de la taille des effets du prétraitement au dernier suivi. Les tailles d'effet contrôlées ont été calculées à l'aide de la formule suivante:
tel que Δ ?? est le changement moyen avant et après traitement, SD est l'écart type des scores post-traitement, n est la taille de l'échantillon, TREAT fait référence à la condition de traitement active et CONT fait référence à la condition de contrôle. Suivant Rosenthal (1991), nous avons estimé que la corrélation pré-post r = 0.70.
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