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May 25, 2023

Facteurs prédictifs de l'abandon du traitement par les clients dans un contexte de soins primaires : une étude de cohorte prospective

Volume BMC Psychiatrie

BMC Psychiatry volume 23, Article number: 358 (2023) Citer cet article

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L'abandon du traitement pose un défi majeur. Des recherches considérables ont été menées sur les prédicteurs du décrochage, mais aucune dans le contexte des services de santé mentale primaires en Norvège. Le but de cette étude était d'examiner quelles caractéristiques des clients peuvent prédire l'abandon du service Prompt Mental Health Care (PMHC).

Nous avons effectué une analyse secondaire d'un essai contrôlé randomisé (ECR). Notre échantillon était composé de 526 participants adultes recevant un traitement PMHC dans les municipalités de Sandnes et Kristiansand, entre novembre 2015 et août 2017. À l'aide d'une régression logistique, nous avons étudié l'association entre neuf caractéristiques des clients et l'abandon.

Le taux d'abandon était de 25,3 %. L'analyse ajustée a indiqué que les clients plus âgés avaient un rapport de cotes (OR) inférieur à l'abandon par rapport aux clients plus jeunes (OR = 0,43, [IC à 95 % = 0,26, 0,71]). De plus, les clients plus scolarisés avaient un rapport de cotes de décrochage plus faible que les clients moins scolarisés (OR = 00,55, IC 95 % [0,34, 0,88]), tandis que les clients sans emploi étaient plus susceptibles de décrocher car ont comparé les employés réguliers (OR = 2,30, [IC 95 % = 1,18, 4,48]). Enfin, les clients ayant un faible soutien social avaient un rapport de cotes de décrochage plus élevé que les clients ayant déclaré un bon soutien social (OR = 1,81, [IC à 95 % = 1,14, 2,87]). Le sexe, l'origine immigrée, le fonctionnement quotidien, la gravité des symptômes et la durée des problèmes n'ont pas prédit le décrochage.

Les prédicteurs trouvés dans cette étude prospective pourraient aider les thérapeutes du PMHC à identifier les clients à risque de décrocher. Des stratégies pour prévenir le décrochage sont discutées.

Rapports d'examen par les pairs

En Norvège, la prévalence annuelle des troubles mentaux dans la population est d'environ 20 % [33]. Cela indique que 1 adulte sur 5 aura un trouble mental au cours d'une année donnée. L'anxiété, la dépression et la toxicomanie sont les troubles les plus courants.

L'anxiété et la dépression sont souvent citées comme raisons de la capacité réduite à travailler, des congés de maladie et des prestations d'invalidité en Norvège [32]. Parmi ceux qui ont reçu des prestations d'invalidité en 2016, 36,8 % l'ont été en raison d'un diagnostic principal de trouble mental ou comportemental. Dans l'ensemble, cela représentait la plus grande proportion de personnes recevant des prestations d'invalidité [32].

Le système de santé norvégien est divisé en différentes unités, appelées services primaires, secondaires et tertiaires. Les services primaires ont souvent un mandat de prévention et de promotion de la santé. Cela inclut tous les services que les clients peuvent utiliser sans recommandation et sont souvent gratuits. Le traitement dans les services secondaires nécessite une référence du service principal et les clients sont admis en fonction d'une gravité plus élevée des symptômes. Les services de santé tertiaires nécessitent une référence du service secondaire car ils sont plus spécialisés pour certains troubles.

Prompt Mental Health Care (PMHC), en norvégien appelé Rask Psykisk Helsehjelp (RPH), est un modèle de traitement de soins primaires basé sur la thérapie cognitivo-comportementale (TCC). PMHC est basé sur l'amélioration de l'accès aux thérapies psychologiques (IAPT), un programme mis en œuvre par le gouvernement britannique en 2008. IAPT a montré des résultats de traitement solides et s'est avéré apporter des avantages publics de masse [5]. Aujourd'hui, il existe des services similaires à l'IAPT dans un nombre croissant de pays, comme la Norvège, l'Australie, le Japon et la Suède [49].

Un objectif important du PMHC est d'améliorer l'accès à un traitement fondé sur des données probantes pour les adultes souffrant d'anxiété et de dépression légères à modérées, de troubles du sommeil et de problèmes émergents de consommation de substances [46]. Un objectif secondaire est d'améliorer la participation au travail. Le PMHC est facilement accessible car il est gratuit, situé dans la communauté locale et accessible sans recommandation d'un médecin généraliste (GP). Le traitement est basé sur un modèle de soins mixtes, impliquant l'application d'un mélange de modalités de traitement avec différentes intensités. Ces modalités vont de l'auto-assistance guidée à faible intensité, des cours et des groupes à une thérapie individuelle à plus haute intensité et à court terme. Les services sont assurés par des équipes interdisciplinaires formées en TCC [46]. Les évaluations ont montré des effets solides de la PMHC [24, 25, 40, 46].

Malgré des effets de récupération bien documentés, il est un fait que la thérapie n'apporte pas les résultats souhaitables pour tout le monde [6, 15, 50]. Une proportion considérable de clients met fin prématurément à la thérapie pour un certain nombre de raisons. Ce groupe est souvent appelé décrocheurs [1, 13, 48, 52]. Le décrochage est devenu un domaine d'intérêt dans la recherche au cours des cinquante dernières années, avec des espoirs d'implications qui peuvent fournir des cours de thérapie significatifs et efficaces pour plus de personnes.

Le décrochage est défini de diverses manières dans la littérature [1, 13, 48, 52]. Dans toutes les définitions, le décrochage est souvent opérationnalisé de trois manières, mettant en évidence un ou plusieurs des aspects suivants : 1) Le nombre de séances suivies, 2) L'interruption prématurée, comprise comme l'interruption avant la récupération, ou 3) L'interruption unilatérale, comprise comme le manque de la collaboration du thérapeute sur la décision de résiliation.

Les méta-analyses et les revues de littérature ont montré que la prévalence moyenne du décrochage variait en raison des différences dans les définitions, les plans d'étude et les paramètres de service [10, 52, 54]. Pour la psychothérapie en général, les méta-analyses ont montré un taux d'abandon moyen moyen d'environ 19 à 46 % [48, 52]. En examinant exclusivement les études sur la TCC, les méta-analyses et les revues de littérature ont rapporté un taux d'abandon moyen entre 15 et 26 % [13, 19], Linardon et al., 2018, [41]. Dans le cadre du traitement IAPT, une méta-analyse non publiée a révélé un taux d'abandon moyen de 31 % dans toutes les études [16]. Il y avait des différences notables entre les taux d'abandon rapportés dans les études, allant d'environ 10 à 50 %.

L'abandon peut avoir des conséquences importantes pour le client et le service. Tout d'abord, cela diminue les chances de guérison clinique, en termes de sévérité des symptômes plus élevée pour les décrocheurs à la fin par rapport aux finissants [4, 14, 43, 54]. Les symptômes résiduels inférieurs au seuil sont un facteur de risque de rechute, ce qui augmente le risque de mauvais résultats à long terme et de plusieurs cycles de traitement [4, 34, 54]. Il y a aussi des conséquences négatives pour le système national de santé et les services locaux en termes de perte de temps, de ressources et de perte économique [10, 30]. Notamment, l'abandon n'est pas toujours équivalent à des résultats négatifs pour les clients. Il semble que pour certains clients quelques séances suffisent pour se sentir mieux et décrocher par la suite [30].

Un certain nombre de prédicteurs de décrochage ont été identifiés dans la littérature, cependant, quelque peu incohérents [1, 41, 48, 52]. Il est prouvé qu'une part considérable de la variance de l'abandon des clients est expliquée au niveau du thérapeute avec des résultats allant de 5,7 % à 12,6 % [42, 55]. De plus, l'alliance thérapeutique s'avère être liée à l'abandon [17, 22, 45], et certains prétendent que l'alliance thérapeutique est plus prédictive que les facteurs client et thérapeute séparément [52]. De plus, le décrochage peut, dans une certaine mesure, être prédit par les différences entre les services. Di Bona et al. [10] et Reneses et al. [39] ont rapporté que le fait d'appartenir à différentes municipalités ou d'être affecté à différents services entraînait des taux d'abandon différents. Néanmoins, le plus grand nombre de recherches a été effectué sur les prédicteurs cliniques et sociodémographiques du décrochage chez les clients.

La sévérité élevée des symptômes a été présentée comme un prédicteur de l'abandon des clients, en particulier des niveaux élevés de dépression et d'anxiété [3, 13, 21, 42, 51]. Il est intéressant de noter que des études ont également montré qu'une faible gravité des symptômes et une fonction quotidienne élevée étaient des facteurs prédictifs d'abandon [10, 12, 54]. Les résultats sur la gravité faible et élevée des symptômes en tant que prédicteurs du décrochage pourraient représenter une bimodalité. Les deux contraires peuvent potentiellement amener les clients à percevoir le traitement comme ingérable ou inutile parce que l'on va trop bien.

De même que pour la bimodalité de la sévérité des symptômes, la durée s'est avérée prédictive soit si l'épisode avait persisté longtemps (> 2 ans) soit assez peu de temps (< 1 mois) [10].

La plupart des méta-analyses et des revues de littérature concluent à des résultats incohérents et mitigés pour le sexe comme facteur prédictif [1, 48, 54]. Un corpus de recherche dominant a montré qu'un âge plus jeune est prédictif du décrochage [11, 12, 22, 39, 42, 54].

Dans les études de Barrett et al. [1] et Fenger et al. [12], un statut socio-économique (SSE) inférieur a été présenté comme le prédicteur démographique le plus important du décrochage. Cela se retrouve dans plusieurs indicateurs de SSE, y compris la privation économique ou la pauvreté [3, 14, 52], les niveaux d'éducation inférieurs [12, 23, 41, 52], les niveaux élevés de privation sociale [18, 44].

Le chômage a également été identifié comme un prédicteur du décrochage [12, 14]. Saxon et al. [42] ont constaté que le chômage était le meilleur prédicteur étudié à la fois du décrochage et de la détérioration. Fait intéressant, Zieve et al. [54] n'ont pas trouvé que le chômage était un facteur prédictif d'abandon dans un cadre clinique privé. Fenger et al. [12] ont constaté que les clients en congé de maladie avaient une fréquence accrue de se présenter au traitement. On suppose que les congés de maladie peuvent réduire le risque d'abandon parce que l'horaire de jour du client est plus ouvert pour les séances de traitement [12]. Ceci est corroboré par le fait que l'engagement au travail est couramment mentionné comme motif d'abandon [3, 17].

Des études ont fourni des résultats mitigés pour l'origine immigrée en tant que prédicteur du décrochage. Certaines études ont trouvé une association entre l'origine immigrée et le décrochage [1, 8, 51, 52], mais les résultats ne sont pas cohérents dans l'ensemble du domaine.

Comme démontré, il existe un grand nombre de recherches sur l'abandon de la psychothérapie. Les résultats sur les prédicteurs du décrochage sont quelque peu incohérents, surtout en ce qui concerne les facteurs liés aux clients. Il existe un domaine de recherche en plein essor qui documente et soutient l'effet de la prévention de la santé par le biais des services de soins primaires [38]. Cependant, il existe peu de recherches sur l'abandon des services de santé mentale primaires. Avec les données fournies par l'Institut norvégien de santé publique (NIPH), notre étude visait à déterminer si un certain nombre de facteurs liés aux clients pouvaient prédire l'abandon du service PMHC en Norvège. Aucune recherche sur le décrochage n'avait été menée auparavant dans ce milieu de service. Nous nous sommes concentrés exclusivement sur les facteurs clients, car notre ensemble de données se composait des caractéristiques de base des clients. Sur la base de la littérature, nous avons sélectionné les neuf facteurs suivants à partir de l'ensemble de données dont nous disposions : l'âge, le sexe, le niveau d'éducation, le statut professionnel, l'origine immigrée, le soutien social, la gravité des symptômes, la durée des problèmes et la fonction quotidienne.

Les données ont été fournies par le NIPH. Il a été obtenu à partir du bras de traitement PMHC d'un essai contrôlé randomisé pragmatique (ECR) mené dans deux municipalités norvégiennes, Sandnes et Kristiansand. Nous avons examiné les facteurs prédictifs d'abandon parmi ceux qui ont reçu l'intervention, ce qui en fait une étude de cohorte prospective. Les descriptions des sujets, des matériaux et des méthodes ont été décrites pour la première fois dans l'évaluation primaire de l'ECR par Knapstad et al. [24].

Les participants à cette étude ont été recrutés entre novembre 2015 et août 2017 [24]. Les sites d'essai se sont avérés relativement similaires les uns aux autres ainsi que représentatifs de la population norvégienne sur plusieurs variables sociodémographiques, par exemple, les taux d'origine immigrée, l'enseignement supérieur et le chômage [24].

Les psychologues avaient la responsabilité professionnelle du service à chaque site. Dix thérapeutes ont été inclus dans l'étude actuelle. Le nombre de clients par thérapeute variait de huit à 90 clients (m = 52). La majorité des clients ont commencé par un cours psychoéducatif de quatre séances. Les programmes d'auto-assistance de faible intensité étaient accessibles dans une mesure limitée tout au long de la période d'essai. La plupart des clients n'ont reçu qu'un traitement de faible intensité en termes de psychoéducation de groupe (36,5 %) ou une combinaison d'interventions de faible et de haute intensité (33 %). De plus, 29,4 % ont reçu principalement un traitement de haute intensité. Seulement 1 % ont reçu une auto-assistance guidée [28].

Les informations sur l'étude ont été transmises à la fois par une lettre d'information du NIPH à tous les médecins généralistes de la région et directement par les services lors des réunions des associations locales de médecins généralistes. Les citoyens pouvaient obtenir des informations sur l'étude auprès de leur médecin généraliste, via la page Web de la municipalité, les journaux locaux et la radio locale. Les personnes qui ont contacté PMHC à Sandnes ou Kristiansand ont obtenu un rendez-vous pour une évaluation initiale. Cette évaluation consistait en une entrevue clinique pour évaluer les problèmes de santé mentale du client et sa motivation pour le traitement, en plus de fournir des informations sur l'étude.

Il y avait des critères d'inclusion et d'exclusion prédéfinis pour évaluer l'éligibilité des participants au PMHC pendant la période d'essai. Les critères étaient censés ressembler aux soins ordinaires. Le critère d'inclusion principal était l'anxiété et/ou la dépression légère à modérée. Le Patient Health Questionnaire (PHQ-9) et l'échelle Generalized Anxiety Disorder (GAD-7) ont été utilisés comme instruments de dépistage avec des seuils prédéterminés (PHQ-9 > = 10 et/ou GAD-7 > = 8) [24]. Les seuils supérieurs pour l'excision de la gravité n'étaient pas prédéfinis car la gravité était également basée sur le jugement clinique lors de l'entretien clinique. D'autres exigences étaient l'âge minimum de 18 ans, le lieu de résidence dans les municipalités concernées et la maîtrise de base de la langue norvégienne.

Les personnes étaient exclues si elles répondaient aux critères de problèmes mentaux plus profonds tels que trouble de l'alimentation, risque suicidaire grave, trouble bipolaire, dépression grave, anxiété invalidante, symptômes psychotiques, toxicomanie ou trouble de la personnalité. Un autre critère d'exclusion était deux ou plusieurs tentatives antérieures de traitement dans les services secondaires, sans effet satisfaisant. Les personnes ayant de graves problèmes de santé physique comme principal défi ont également été exclues. Ceux qui n'étaient pas considérés comme éligibles au PMHC ont été référés à leur médecin généraliste, à des services secondaires ou à d'autres services adaptés à leur principal défi.

Ceux qui remplissaient les critères d'inclusion ont été invités à participer, ont donné leur consentement écrit et se sont inscrits sur un portail de données en ligne sécurisé. Le portail a été développé par les services norvégiens de données en sciences sociales (NSD) et a été utilisé pour collecter toutes les données et les questionnaires des clients et des thérapeutes. Il a également été utilisé pour randomiser les clients entre le traitement PMHC ou le traitement habituel (TAU) [24, 40]. Il y avait 774 participants qui ont été inclus dans l'essai, dont 526 ont été randomisés pour le traitement PMHC [24, 40]. Les données des participants du groupe PMHC ont été utilisées pour l'analyse dans cet article.

L'abandon dans le contexte de cette étude a été défini comme l'abandon survenant avant la fin de six séances de traitement. Six séances ont été choisies car cela est considéré comme le nombre minimum de séances recommandées pour le traitement de l'anxiété et de la dépression dans l'IAPT [31]. Les clients qui ont atteint leurs objectifs de traitement avant six séances et qui ont mis fin en accord avec le thérapeute n'ont pas été classés comme des décrocheurs. Les thérapeutes ont signalé l'achèvement ou l'abandon, le nombre de séances suivies et les raisons de l'abandon.

Lorsque les clients se sont inscrits, ils ont auto-déclaré leurs réponses à une variété de questions dans un questionnaire de base. Les questions allaient de la santé mentale et physique à la démographie et au mode de vie. Toutes les variables continues ont été dichotomisées pour faciliter l'interprétation et pour augmenter l'utilité clinique des résultats de l'étude.

PHQ-9 demande au répondant d'évaluer neuf éléments décrivant chaque critère de dépression basé sur le DSM-V. Les options de réponse varient de 0 (pas du tout) à 3 (presque tous les jours), ce qui permet un score total maximum de 27. La caséité a été définie comme un score minimum de 10. Un score supérieur à 14 a été défini comme des symptômes modérés à sévères de dépression. Les scores ont été codés en trois catégories différentes, à savoir sous le seuil (0-9), dépression légère (10-14) et dépression modérée à sévère (15-27). La variable inférieure au seuil a été utilisée comme catégorie de référence. Le PHQ-9 a été testé comme une mesure fiable et valide pour établir des diagnostics de dépression basés sur des critères, évaluer la gravité des symptômes et surveiller les changements au fil du temps [27]. La fiabilité interne de PHQ-9 a été mesurée et évaluée, montrant une excellente fiabilité test-retest et un α de Cronbach compris entre 0,86 et 0,89 [27]. L'α de Cronbach basé sur nos données était de 0,80.

GAD-7 mesure la fréquence de sept symptômes courants d'anxiété générale. Semblable à PHQ-9, les options de réponse varient de 0 (pas du tout) à 3 (presque tous les jours). Le score total maximal est de 21. La caseness a été fixée à 8 et un score supérieur à 14 a été défini comme des symptômes graves d'anxiété. Les scores GAD ont été codés en trois catégories, à savoir sous le seuil (0–7), anxiété légère à modérée (8–14) et anxiété sévère (15–21). Le seuil inférieur a été utilisé comme catégorie de référence. GAD-7 s'est avéré avoir une bonne validité et fiabilité pour mesurer l'anxiété générale. L'instrument peut être utilisé à la fois pour évaluer la gravité des symptômes et surveiller l'évolution dans le temps [24, 47]. Il a montré une excellente fiabilité test-retest et un α de Cronbach de 0,92 [47]. L'α de Cronbach basé sur nos données était de 0,83.

L'échelle d'adaptation professionnelle et sociale (WSAS) mesure l'altération des fonctions quotidiennes en évaluant cinq éléments sur une échelle allant de 0 (pas du tout) à 8 (très sévèrement). Les réponses sont basées sur la fonction au travail et dans les relations sociales au cours du dernier mois [53]. La somme des scores rapportés a été convertie en une variable binaire. Les scores dans le tertile le plus élevé ont été codés comme 1 (état fonctionnel faible), tandis que les scores dans les deux tertiles les plus bas ont été codés comme 0 (état fonctionnel élevé). Le WSAS a été utilisé dans d'anciennes évaluations du PMHC [46]. De plus, WSAS a une fiabilité, une sensibilité et une validité discriminante comparables à PHQ-9 et GAD-7 [53].

La durée des problèmes a été mesurée en mois. La variable a été recodée en trois catégories : inférieur ou égal à 6 mois, entre 7 et 24 mois et supérieur à 24 mois. La catégorie intermédiaire a été utilisée comme référence sur la base des résultats de l'analyse documentaire.

Les questions sociodémographiques ont été utilisées comme variables binaires. Ces questions comprenaient le sexe (femme : oui/non), l'enseignement supérieur (université/collège : oui/non) et les antécédents d'immigration (immigrant de 1re ou 2e génération : oui/non). L'emploi a été évalué au moyen de deux questions à réponses multiples concernant la situation professionnelle actuelle et la source de revenu. Sur la base de leurs réponses, les participants ont été classés en cinq catégories différentes. Il s'agissait d'employés, d'employés pendant qu'ils recevaient des prestations, de chômeurs, d'étudiants et d'autres (par exemple, des retraités, des pensionnés en invalidité totale). La catégorie employée a été utilisée comme catégorie de référence. L'âge a également été utilisé comme variable binaire (plus de 30 ans : oui/non) car la littérature suggère que les personnes les plus jeunes sont particulièrement à risque de décrocher. Même s'il y a toujours un degré d'arbitraire dans le choix d'un seuil, nos données observées suggèrent une baisse marquée de la probabilité de décrocher après 30 ans.

Les questions sur le mode de vie et les variables sociales ont également été signalées à l'aide de réponses binaires. La question du soutien social était la plus pertinente pour cette analyse. L'échelle de soutien social d'Oslo (OSSS-3) à 3 items couvre le nombre de proches confidents, le sentiment d'inquiétude manifesté par les autres et la disponibilité perçue d'une aide pratique de la part des voisins [26]. Un score total allant de 3 à 14 a été calculé. Les clients ayant obtenu un score de 3 à 8 ont été codés 1 (faible soutien social), tandis que ceux ayant obtenu un score de 9 à 15 ont été codés 0 (soutien social moyen à élevé). La validité et la fiabilité de l'OSSS-3 ont été jugées satisfaisantes [26]. L'α de Cronbach de l'OSSS-3 était relativement faible d'après nos données (0,58).

Des analyses préliminaires ont été entreprises pour préparer les techniques statistiques spécifiques permettant de répondre à la question de recherche. Toutes les variables ont été vérifiées pour les erreurs, les valeurs aberrantes, la normalité de la distribution, la variance et les données manquantes. Dans les variables études supérieures, durée des problèmes et origine immigrée, nous avons trouvé des données manquantes (< 3%). Les données manquantes ont été traitées par suppression par liste dans les analyses de régression. La régression logistique a été considérée comme l'analyse la plus appropriée car la variable dépendante était dichotomique [35].

Afin d'examiner les relations possibles entre le décrochage comme variable dépendante et les facteurs clients comme variables indépendantes, nous avons d'abord effectué des analyses de régression logistique bivariée pour neuf variables pertinentes selon la littérature. Parmi les variables sociodémographiques, il s'agissait de l'âge, du sexe, de l'origine immigrée, du statut professionnel, du niveau d'éducation et du soutien social. Parmi les variables cliniques, il s'agissait de la gravité des symptômes, de la durée des problèmes et de la fonction quotidienne.

Les variables indépendantes atteignant des valeurs p < 0,05 dans les analyses de régression logistique ont ensuite été incluses dans un modèle de régression logistique multivariée. Si la force d'une association changeait lorsqu'elle était incluse dans l'analyse multivariée, d'autres analyses étaient menées pour comprendre ce qui expliquait la variation de la variable de résultat. Cela a été fait en explorant différentes combinaisons de variables à l'aide d'une analyse de régression logistique et en observant les changements possibles. Les thérapeutes et les municipalités ont été inclus dans toutes les analyses en tant qu'effets fixes. Toutes les analyses statistiques ont été effectuées à l'aide d'IBM SPSS Statistics, version 28.0.1.0.

Dans cette étude actuelle, 133 (25,3 %) participants ont abandonné la thérapie. Pendant ce temps, 393 (74,7%) participants ont terminé la thérapie. Les thérapeutes ont rapporté les raisons suivantes pour l'arrêt de la thérapie pour le groupe d'abandon : incapacité à contacter le client (36,1 %), manque de motivation (19,5 %), changement vers un autre service (15,1 %), effet insatisfaisant (4,5 %), déménagement hors de la municipalité (3 %), autres raisons (4,5 %) et inconnues (17,3 %). Le nombre moyen de séances suivies pour le groupe d'abandon était de 2,36 (ET = 1,67). Pour le groupe des finissants, il s'agissait de 7,37 (ET = 4,5) sessions. L'abandon s'est produit le plus souvent entre l'évaluation et la première session (20,0 %) et entre la quatrième et la cinquième session (21,8 %).

Les analyses descriptives de l'échantillon se trouvent dans le tableau 1. Le nombre total de participants était de 526, dont environ les deux tiers étaient des femmes. L'âge moyen de l'échantillon était de 34,95 ans (ET = 12) et 60 % de l'échantillon avaient plus de 30 ans. Au sein de l'échantillon, 12,0 % étaient issus de l'immigration de première ou de deuxième génération et 44,3 % ont déclaré avoir fait des études supérieures. La majorité de l'échantillon occupait un emploi (29,5 %) ou occupait un emploi pendant qu'il recevait des prestations (35,7 %). Le reste de l'échantillon était soit chômeur (14,3 %) soit étudiant (14,3 %). Au sein de l'échantillon, 32,5% ont déclaré avoir un mauvais soutien social.

En ce qui concerne les caractéristiques cliniques, la moyenne PHQ-9 était de 13,9 (ET = 5), tandis que la moyenne GAD-7 était de 11,3 (ET = 4,6). Pour PHQ-9, la majorité (46 %) des clients ont obtenu des scores de symptômes de dépression modérés à graves. Pour GAD-7, la majorité (50,6 %) des clients ont obtenu des scores d'anxiété légers à modérés. La majorité de l'échantillon avait vécu son problème de santé mentale pendant plus de six mois (85,9 %). Un groupe de 36,1 % a signalé une expérience de fonctionnement quotidien faible.

Les résultats des premières analyses de régression logistique bivariée sont présentés dans le tableau 2. Il y avait des associations indépendantes significatives entre le décrochage et le jeune âge, un faible soutien social, des niveaux d'éducation inférieurs et le fait d'être étudiant (toutes les valeurs de p < 0,05).

Le tableau 2 montre que les participants de plus de 30 ans avaient un rapport de cotes d'abandon plus faible par rapport aux participants de moins de 30 ans (OR = 0,36, [IC à 95 % = 0,23, 0,55]). Les participants ayant fait des études supérieures avaient un rapport de cotes de décrochage inférieur à ceux ayant des niveaux d'études moins élevés (OR = 0,41, [IC à 95 % = 0,26, 0,64]). En ce qui concerne le statut professionnel, les participants déclarant être au chômage ou étudiants avaient des rapports de cotes de décrochage supérieurs à ceux qui occupaient un emploi régulier (OR = 2,75, [IC 95 % = 1,44, 5,24] resp. OR = 2,16, [95 % IC = 1,14, 4,10]). Les participants déclarant un faible soutien social étaient plus susceptibles d'abandonner que ceux déclarant un bon soutien social (OR = 1,83, [IC à 95 % = 1,19, 2,81]). Les variables identifiées comme significativement associées au décrochage dans les analyses de régression logistique ont ensuite été incluses dans le modèle multivarié.

Les résultats de l'analyse multivariée sont présentés dans le tableau 3. Un âge plus jeune, le chômage, un faible soutien social et des niveaux d'éducation inférieurs sont restés des prédicteurs significatifs du décrochage (toutes les valeurs p < 0,05), contrairement au fait d'être étudiant.

Il convient de noter que l'utilisation de prédicteurs continus au lieu de prédicteurs binaires n'a pas substantiellement modifié les résultats présentés ci-dessus. De plus, l'inclusion de tous les prédicteurs dans l'analyse multivariée n'a pas modifié substantiellement les résultats non plus.

Notre objectif était d'étudier si un certain nombre de facteurs sociodémographiques et cliniques des clients pouvaient prédire l'abandon d'un établissement de soins primaires, sur la base des indications de la littérature antérieure. Cela n'avait pas été étudié dans le contexte des services PMHC jusqu'à présent. Nos résultats corroborent en partie les conclusions antérieures de la littérature selon lesquelles des facteurs sociodémographiques spécifiques peuvent prédire le décrochage. Il s'agissait d'un âge plus jeune, d'être au chômage, d'un niveau d'éducation inférieur et d'un soutien social médiocre. D'autres facteurs sociodémographiques identifiés avec des résultats mitigés dans la littérature n'étaient pas des prédicteurs significatifs dans ce contexte, tels que le sexe et l'origine immigrée. Contrairement à nos attentes, les facteurs cliniques tels que la gravité des symptômes, la durée des problèmes et la fonction quotidienne n'étaient pas des prédicteurs significatifs de l'abandon. Le taux d'abandon global de 25,3 % était conforme aux taux antérieurs rapportés dans la littérature, notamment à l'extrémité inférieure.

Nos résultats ont montré que les clients de moins de 30 ans avaient un risque plus élevé de décrochage, ce qui est conforme aux recherches antérieures [12, 22, 39, 48, 52]. Fenger et al. [12] expliquent le lien entre le jeune âge et le décrochage par des problèmes d'adhésion plus profonds et des défis à l'engagement. Des capacités cognitives moins développées pourraient réduire la capacité d'autoréflexion et l'esprit psychologique, qui sont bénéfiques en thérapie [1, 34]. Le jeune âge adulte se caractérise également par des situations sociales et personnelles moins stables [12]. Un horaire imprévisible peut augmenter le risque de ne pas se présenter. De plus, l'appartenance à un groupe devient plus importante pour l'auto-évaluation. Par conséquent, se sentir différent et être stigmatisé peut devenir un obstacle à la fin de la thérapie. Au contraire, les connaissances et l'accès aux traitements de santé mentale sont plus disponibles aujourd'hui par rapport aux générations précédentes. Cela pourrait abaisser le seuil de recherche d'un traitement, tout en abaissant simultanément le seuil d'abandon lorsque le traitement ne fonctionne pas. Enfin, les caractéristiques décrites des clientèles plus jeunes pourraient rendre plus difficile l'établissement d'une bonne alliance thérapeutique, ce qui est en soi un facteur prédictif de décrochage [22].

Conformément à la littérature antérieure, nous avons constaté que le niveau d'éducation influençait la probabilité de décrochage [12, 52]. Des niveaux d'éducation inférieurs pourraient être liés au décrochage sur la base des capacités cognitives, des difficultés à structurer la vie et d'un faible sentiment de maîtrise [7, 12]. Ainsi, ce n'est peut-être pas l'éducation elle-même qui est décisive, mais plutôt la capacité d'acquérir de nouvelles connaissances. Sharf et al. [45] ont trouvé dans leur méta-analyse que l'association entre l'alliance thérapeutique et le décrochage était plus forte dans des conditions de faible niveau d'éducation. Cela peut être dû au fait que les clients éduqués ressemblent davantage à leurs thérapeutes, ce qui facilite potentiellement une bonne alliance thérapeutique [45]. En outre, des niveaux d'éducation inférieurs peuvent avoir des conséquences secondaires telles qu'un revenu inférieur et de mauvaises conditions de travail, ce qui peut augmenter le stress perçu dans la vie. Lorsque vous avez du mal à répondre aux besoins de base, il peut être difficile de trouver du temps pour les rendez-vous ou de s'en souvenir. Plusieurs cas de ne pas se présenter à la suite, quelle qu'en soit la cause, peuvent entraîner le rejet du traitement et définir le client comme un abandon.

Nous avons constaté dans notre modèle que la force de la relation entre les niveaux de scolarité inférieurs et le décrochage était quelque peu réduite lorsqu'on ajoutait l'âge au modèle. La relation entre les niveaux d'éducation inférieurs et le décrochage pourrait, dans une certaine mesure, s'expliquer par l'âge, car davantage de personnes plus jeunes n'ont pas encore de diplôme en éducation.

Il a été constaté qu'un faible soutien social prédisait le décrochage, conformément à des recherches antérieures [18, 44]. Le soutien social a été identifié comme un facteur favorisant l'utilisation des services de santé par une personne [1]. À l'inverse, un mauvais soutien social peut donner lieu à un sentiment d'isolement face à ses problèmes et rendre plus difficile le maintien de la motivation tout au long du traitement. Ces résultats soulignent que la capacité du client à se présenter au traitement est influencée par des facteurs extérieurs au cabinet du thérapeute.

Une autre hypothèse est qu'un faible soutien social peut être entretenu par les schémas relationnels du client. Ces schémas pourraient être transférés à l'alliance thérapeutique. Il a été constaté que des traits de personnalité tels que l'évitement, l'hostilité, l'agressivité et une faible conscience psychologique influencent négativement l'alliance thérapeutique [1, 22]. Une mauvaise alliance thérapeutique peut ensuite être liée au décrochage.

Nous avons constaté que le fait d'être étudiant était une variable statistiquement significative pour le statut professionnel dans notre première analyse de régression logistique. Cependant, lors de l'inclusion de cette variable dans la régression multivariée, la signification s'est atténuée. En explorant cela plus en profondeur, nous avons constaté que la relation entre le fait d'être étudiant et le décrochage était réduite lorsque l'on ajoutait l'âge au modèle. Cela est probablement dû au fait que les étudiants ont tendance à être plus jeunes. À partir de ces résultats, les explications possibles de l'association entre le décrochage et l'âge s'appliquent également à l'association entre le fait d'être étudiant et le décrochage.

Nous avons trouvé une association entre le décrochage et le chômage dans cette étude, ce qui était conforme aux résultats d'études précédentes [12, 14, 42]. Les clients sans emploi ont tendance à avoir des niveaux de revenu inférieurs, ce qui peut expliquer en partie l'association avec l'abandon lorsque la thérapie n'est pas gratuite. Ce n'est pas le cas pour la PMHC et d'autres explications sont donc justifiées. Les clients sans emploi peuvent en moyenne être moins ingénieux et peuvent donc trouver plus difficile de fournir suffisamment d'efforts pour tirer profit de la thérapie. Il se peut également que ces clients s'attendent moins à ce que leurs propres efforts produisent des résultats thérapeutiques. Pour les thérapeutes, il serait utile d'être conscient de ces problèmes et de les aborder tôt dans la thérapie.

Nous n'avons trouvé aucune association entre le décrochage et les autres facteurs sociodémographiques tels que l'origine immigrée et le sexe. La littérature antérieure a fourni des résultats quelque peu mitigés sur ces prédicteurs. De plus, nous n'avons trouvé aucun effet pour les variables des clients cliniques, contrairement aux recherches précédentes. L'absence d'association entre l'abandon et la gravité élevée des symptômes pourrait être due au fait que notre échantillon provient d'un service de soins primaires. Cela implique que le groupe cible était les clients souffrant de dépression et/ou d'anxiété légères à modérées. Les personnes ayant des problèmes plus complexes et plus graves ont été dirigées vers des soins de santé spécialisés. Par conséquent, les clients de notre échantillon présentaient généralement une sévérité des symptômes inférieure et homogène.

L'absence d'association entre une faible gravité des symptômes et l'abandon pourrait s'expliquer par la nature du service et la définition de l'abandon en PMHC. Contrairement à certains autres services, PMHC ne suit pas un protocole donné incluant un minimum ou un maximum de sessions pour le client. Le nombre de séances est plutôt déterminé par les besoins des clients. De plus, la définition de l'abandon était dans notre étude basée sur l'évaluation par le thérapeute de l'objectif du traitement.

Nos études ont de nombreuses forces. Lors de la collecte des données, des questionnaires et des mesures ont été utilisés pour couvrir un large éventail d'informations de base concernant les clients. Avec des données manquantes limitées (< 3 %) et une taille d'échantillon relativement importante (N = 526), ​​nous avons pu effectuer des analyses approfondies avec des facteurs de référence pertinents identifiés dans la littérature.

Nos instruments ont été standardisés et validés avec des seuils reconnus pour les mesures centrales de l'anxiété (GAD-7) et de la dépression (PHQ-9). La seule exception était l'OSSS-3 avec un alpha de Cronbach de 0,58. Cela pourrait impliquer que l'instrument manquait de cohérence entre les questions de cet échantillon et sous-estimait potentiellement l'association entre le soutien social et le décrochage. Les divers instruments utilisés dans cette étude sont appliqués au sein du service PMHC, ce qui permet de comparer les résultats du PMHC dans et entre les pays à ceux d'autres services similaires tels que l'IAPT. Cela contribue à renforcer la validité externe et la généralisabilité de nos résultats.

Lors de l'analyse, nous avons inclus les thérapeutes et les municipalités comme effets fixes. De cette façon, nous avons exclu les variations pouvant être attribuées à ces facteurs et ainsi réduit le potentiel d'erreur de type I.

Les résultats de cette étude doivent être considérés dans le contexte de certaines limites. Tout d'abord, notre étude n'investigue qu'un groupe de facteurs, à savoir les facteurs clients. Cela était dû à la nature de notre ensemble de données. Les facteurs liés au client ne peuvent à eux seuls expliquer l'abandon, qui est plutôt une interaction complexe entre le client, le thérapeute, l'alliance thérapeutique et le service [52]. Nos résultats doivent donc être complétés par des constatations provenant d'autres groupes de facteurs.

Deuxièmement, notre étude disposait de données limitées sur l'abandon de l'auto-assistance guidée, utilisées uniquement par 1 % de notre échantillon. Il s'agit d'une limitation, car l'auto-assistance guidée est une composante importante du modèle de soins mixtes [28]. Ainsi, cette étude ne peut pas fournir d'informations solides sur l'abandon de cette modalité de traitement.

Une faiblesse concernant notre compréhension du décrochage est que nous n'avions que le point de vue du thérapeute à portée de main. L'expérience des clients peut avoir différé de ce que les thérapeutes ont rapporté, affaiblissant ainsi la fiabilité [52].

Les thérapeutes doivent savoir qu'il existe un risque accru de décrochage chez les clients plus jeunes, sans emploi, ayant un faible niveau d'éducation ou un faible soutien social. Lorsque les thérapeutes identifient ces prédicteurs, cela devrait les encourager à être plus flexibles et à s'adapter au client. Ceci d'autant plus que la flexibilité limitée et l'ajustement individuel du thérapeute représentent une raison principale d'abandon [30]. Cependant, les thérapeutes ont souvent du mal à identifier quand leurs interventions ne fonctionnent pas, ce qui constitue un obstacle à la sensibilité et à la flexibilité [50]. De plus, les taux d'abandon varient considérablement d'un thérapeute à l'autre [3, 42].

Un moyen de prévenir l'abandon en raison de telles variations consiste à solliciter les commentaires du client par le biais de systèmes formels de suivi des résultats [17, 50, 54], tels que le Feedback Informed Treatment (FIT). Le FIT consiste en des échelles d'évaluation qui surveillent à la fois l'amélioration du client et l'alliance thérapeutique. L'outil s'est avéré rentable dans le cadre de l'IAPT [9]. Cependant, FIT n'atteint son objectif que s'il est utilisé correctement [20]. Par conséquent, la mise en œuvre du FIT dans le PMHC doit inclure une formation approfondie sur la façon d'utiliser les résultats pour s'adapter au client. Pour maintenir une telle implantation dans le temps, il est crucial d'établir une culture du feedback qui doit être une responsabilité de leader et de service.

Il a été constaté que la perspective temporelle de la thérapie réduisait le risque d'abandon [2, 34, 36, 54]. Cependant, il est difficile de donner une perspective temporelle absolue car les séances au PMHC sont basées sur des évaluations continues des besoins des clients. Les thérapeutes peuvent toutefois fournir une estimation du nombre de séances auxquelles le client peut s'attendre ou convenir d'une « séance d'évaluation » après trois rendez-vous.

L'oubli est souvent cité comme motif de non-présentation [3, 17]. Dans notre échantillon, 36,1 % du groupe d'abandon ont été licenciés parce qu'ils n'étaient pas joignables. Pennington et Hudson [37] ont trouvé des taux d'abandon inférieurs chez les clients invités par téléphone et avec un rappel par SMS, par rapport aux clients invités uniquement par courrier. Adapter les canaux de communication pour rappeler aux clients pourrait impliquer les jeunes à risque de décrocher. Cependant, les routines de service doivent également s'adresser à ceux qui sont sur le point d'abandonner ou qui ont récemment abandonné. Les routines concernant le moment où la non-présentation entraînera une sortie sont souvent vagues et les pratiques varient selon les thérapeutes et les services [3].

Une récente évaluation des processus de PMHC souligne que l'accent mis sur les défis socioéconomiques des clients a souvent été négligé [28]. On pourrait faire valoir que les défis socio-économiques devraient être davantage mis en évidence en thérapie comme mesure de prévention du décrochage. Cela cadre bien avec l'objectif secondaire de la PMHC d'améliorer la participation au travail. Certains clients pourraient même avoir plus besoin de formation professionnelle et d'interventions sociales que d'interventions psychologiques et devraient être orientés vers un autre service [12].

Il est important de rappeler que le décrochage n'est pas exclusivement négatif [29]. Certaines personnes abandonnent le traitement parce qu'elles ressentent déjà une amélioration au cours des deux premières séances [4, 17]. D'autres peuvent avoir des symptômes peu graves au départ et sont donc plus ambivalents quant au traitement [54]. Les jeunes pourraient être surreprésentés dans ce groupe, car ils ont un seuil inférieur pour parler de santé mentale et aborder une thérapie. L'abandon dû à une amélioration précoce pourrait être particulièrement pertinent pour les services de soins primaires, qui visent à être facilement accessibles et à atteindre les personnes à un stade précoce. Un effet secondaire naturel de cette stratégie est que le décrochage devient également une option accessible. L'abandon dû à une amélioration précoce ne garantit cependant pas une amélioration à long terme [4, 34, 54]. Par conséquent, nous devons différencier les cas problématiques de décrochage des cas non problématiques. Il n'est pas réaliste de s'attendre à des services sans décrochage. Nous devrions plutôt discuter du type de décrochage tolérable.

En conclusion, la présente étude fournit un soutien empirique qui est en partie conforme aux recherches antérieures sur les facteurs des clients qui jouent un rôle dans la prédiction du décrochage dans d'autres contextes de services. Les principales conclusions étaient que les personnes plus jeunes, sans emploi, ayant des niveaux d'éducation inférieurs et un faible soutien social avaient un rapport de cotes de décrochage plus élevé par rapport à leurs groupes de référence. Cela n'avait pas été étudié dans le contexte de PMHC auparavant. Notre étude fournit des informations précieuses sur un grand groupe de clients qui peuvent ne pas obtenir des effets satisfaisants du traitement. Comme PMHC est devenu un domaine national d'investissement, cette connaissance est d'une grande importance pour la façon dont nous pouvons améliorer le service pour réduire le décrochage. Cela peut par la suite économiser des ressources humaines et économiques. Pour les recherches futures, il serait avantageux de travailler à une définition unificatrice du décrochage, d'étudier le rôle des thérapeutes individuels et des services respectivement sur le décrochage, et enfin, d'explorer le décrochage du point de vue des clients.

Les ensembles de données analysés au cours de la présente étude ne sont pas accessibles au public en raison de restrictions éthiques et de la protection des données personnelles, mais sont disponibles auprès de l'auteur correspondant sur demande raisonnable.

Thérapie cognitivo-comportementale

Intervalle de confiance

Traitement éclairé par la rétroaction

Échelle de trouble d'anxiété généralisée

Médecin généraliste

Améliorer l'accès aux thérapies psychologiques

L'Institut norvégien de santé publique

Rapport de cotes

Services norvégiens de données sur les sciences sociales

Échelle de soutien social d'Oslo

Le questionnaire sur la santé des patients

Soins de santé mentale rapides

Le comité d'éthique régional pour l'ouest de la Norvège

Essai contrôlé randomisé

Statut socioéconomique

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Nous tenons à remercier les participants pour leur participation à l'étude.

Financement en libre accès fourni par l'Institut norvégien de santé publique (FHI). L'étude a reçu une subvention du Conseil norvégien de la recherche (ID : 260659). L'organisme de financement n'a joué aucun rôle dans la conception de l'étude, la collecte des données, l'analyse des données, l'interprétation des données ou la rédaction de ce rapport, ou la décision de publier.

Elin Hanevik et Frida MG Røvik co-auteurs.

Søndre Oslo DPS, Helga Vaneks Vei 6, 1281, Oslo, Norvège

Elin Hanevik

Aide rapide en santé mentale, district d'Ullern, Hoffsveien 48, 0377, Oslo, Norvège

Frida MG Rovik

Département des sciences psychosociales, Université de Bergen, Christies Gate 12, 5015, Bergen, Norvège

Tormod Boe

Gilet RKBU, Centre de recherche norvégien NORCE, Bergen, Norvège

Tormod Boe

Département de la promotion de la santé, Institut norvégien de santé publique, Zander Kaaes Gate 7, 5015, Bergen, Norvège

Marit Knapstad & Otto RF Smith

Centre d'évaluation des mesures de santé publique, Institut norvégien de santé publique, Oslo, Norvège

Otto RF Smith

Département de formation des enseignants, NLA University College, Pb 74 Sandviken, 5812, Bergen, Norvège

Otto RF Smith

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MK et ORS ont conçu l'étude et collecté les données. EH et FR ont analysé et interprété les données et rédigé le manuscrit. MK, ORS et TB ont révisé le manuscrit de manière critique. Tous les auteurs ont lu et approuvé le manuscrit final.

Correspondance à Otto RF Smith.

Le protocole d'essai a été approuvé par le comité d'éthique régional de la Norvège occidentale (REK-vest n° 2015/885) et l'essai est enregistré sur ClinicalTrials.gov (NCT03238872). Aucune modification n'a été apportée aux résultats primaires et secondaires après l'approbation de l'essai. Tous les participants ont donné leur consentement éclairé écrit. Toutes les méthodes ont été réalisées conformément aux directives et réglementations en vigueur.

N'est pas applicable.

Les auteurs déclarent n'avoir aucun intérêt concurrent.

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Réimpressions et autorisations

Hanevik, E., Røvik, FMG, Bøe, T. et al. Prédicteurs de l'abandon du traitement par les clients dans un contexte de soins primaires : une étude de cohorte prospective. BMC Psychiatry 23, 358 (2023). https://doi.org/10.1186/s12888-023-04878-7

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Reçu : 27 janvier 2023

Accepté : 16 mai 2023

Publié: 24 mai 2023

DOI : https://doi.org/10.1186/s12888-023-04878-7

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