自杀是中国青少年意外伤害死亡的第三大原因，已成为一个严重的公共卫生问题[1]。自杀意念作为企图自杀者早期的内心活动，是自杀的高风险因素[2]。抑郁障碍以抑郁症状群及伴随的相关功能损害为特征，是青壮年患病和残疾的主要原因，常导致认知功能损害及死亡风险增高[3-4]。调查显示，中国健康青少年自杀未遂的检出率为3.5%[5]，而青少年抑郁障碍患者自杀未遂的检出率高达53.8%[6]，因此了解抑郁障碍青少年自杀意念的影响因素并加以干预显得尤为重要。
反刍思维广义上指持久、重复、以自我为中心的思考，狭义上是指个体对痛苦的感受以及生活事件产生的原因和后果进行的重复思考[7]。反刍思维与抑郁情绪的产生、维持及恶化密切相关，是预测自杀的重要因素[7-8]。自我接纳是指个体认同与接受真实的自我[9]，是一种积极的自我态度，较低的自我接纳水平与青少年的抑郁发病有关[10]。国内目前就青少年抑郁障碍患者的自杀意念与抑郁、焦虑、反刍思维和自我接纳的关系的研究仍不足。因此，本研究通过分析抑郁障碍青少年自杀意念与反刍思维、抑郁、焦虑及自我接纳的相关性，以及抑郁、焦虑症状分别在自我接纳、反刍思维与自杀意念之间的中介效应，以期为临床干预抑郁障碍青少年的自杀危机提供重要依据，有针对性地降低青少年自杀风险。
1 资料与方法
1.1 研究对象
选取2023年6月至2024年1月就诊于兰州大学第二医院心理卫生科的青少年抑郁障碍患者为研究对象。纳入标准：①年龄12~18岁；② 符合ICD-11抑郁障碍诊断标准，并由两名中级及以上职称的精神科医师进行临床访谈和诊断；③ 小学以上文化程度，能配合完成问卷调查；④ 患者及家属理解研究内容，对本研究知情同意并签署纸质版知情同意书。排除标准：①合并双相情感障碍、精神分裂症、精神发育迟滞、创伤后应激障碍等其他精神障碍；②合并严重躯体疾病或脑器质性疾病；③具有精神活性物质滥用史。自杀意念检出率取0.382[11]，抽样误差取0.10，检验水准α取0.05，依据横断面调查样本量计算公式：n=Zα2P(1-P)/E2，计算所需样本量约为90例。本研究经兰州大学第二医院医学伦理委员会审核批准（批号：2020A-134）。
1.2 调查工具
1.2.1 自编一般临床资料调查问卷
包括性别、年龄、民族、户籍、家中人口数、同胞数量、家庭人均月收入、家庭成员间的关系、文化程度、学习成绩、病程、抑郁家族史等信息。
1.2.2 Beck自杀意念量表中文版
Beck自杀意念量表中文版（Beck Scale for Suicide Ideation-Chinese Version，BSI-CV）[12]，用于评估自杀意念的严重程度，共19道题目，采用三级评分（0~ 2分），得分越高，自杀意念越强烈。其中第4、5题分别评估受试者主动自杀意愿和被动自杀意愿，两者均回答“没有”，即为无自杀意念，无需回答后14道题目，总分为前5道题目得分之和，范围为0~10分；否则为有自杀意念，需进一步评估后14道题目，总分为19道题目得分之和，范围为0~38分。根据BSI-CV第4、5题评价结果将研究对象分为有自杀意念和无自杀意念两组。
1.2.3 抑郁自评量表
抑郁自评量表（Self-Rating Depression Scale，SDS）[13]，用于评定抑郁症状及严重程度，共20个条目，采用四级计分（1~4分）。其中10项为反向计分条目，20个条目的得分总和即为粗分，将粗分乘以1.25，取整数部分，得到标准分。分值越高，抑郁程度越重，53~62分为轻度抑郁，63~72分为中度抑郁，＞72分为重度抑郁。
1.2.4 焦虑自评量表
焦虑自评量表（Self-Rating Anxiety Scale，SAS）[14]，用于评估焦虑症状及其严重程度，共20个条目，采用四级计分（1~4分），其中15个条目反映紧张、害怕、心悸等焦虑症状，5个条目为反向计分条目，反映平静、放松等状态。20个条目的得分总和即为粗分，将粗分乘以1.25，取整数部分，得到标准分。分值越高，焦虑症状越重，50~59分表示轻度焦虑，60~69分为中度焦虑，≥70分为重度焦虑。
1.2.5 反刍思维量表
反刍思维量表（Ruminative Responses Scale，RRS）[15]，用于评估反刍思维，包含22个条目，采用1分（从不）到4分（总是）四级计分，包含症状相关反刍、反省深思、强迫思考三个维度。症状相关反刍因与抑郁症状重叠，常被删除，本研究采用反省深思和强迫思考两个子量表及其总分进行分析，反省深思与强迫思考各包含5个条目，评分范围均为5~20分。
1.2.6 自我接纳问卷
自我接纳问卷（Self Acceptance Questionnaire，SAQ）[16]，用于评估个体自我接纳水平，共16个条目，包含自我接纳及自我评价2个因子，采用1分（非常符合）到4分（非常不符合）四级计分，其中8个条目为反向计分条目，总分范围为16~64分，分数越高，表明自我接纳水平越高。
1.3 资料收集与质量控制
对参与访谈和诊断的精神科医师进行统一培训，要求通过一致性检验（Kappa系数≥0.6），以确保评估者间信度[17]。向符合纳入标准且同意参加研究并签署知情同意书的患者，进行面对面问卷调查。填写问卷前，由评估医师就问卷填写要求和注意事项做一致的解释说明，并给予患者充足时间进行作答及提问。待患者完成问卷后进行检查，确认无漏答、少答等情况。
1.4 统计学分析
应用SPSS 26.0软件进行统计分析。计数资料以例数和百分比（n，%）表示，组间比较采用χ2检验；若理论频数≥1且＜5，采用校正的卡方检验，若理论频数＜1，采用Fisher确切概率法。符合正态分布的计量资料以均数和标准差（
）表示，组间比较采用独立样本t检验；不符合正态分布的计量资料以中位数和四分位数[M（Q1，Q3）]表示，组间比较采用秩和检验。根据计量资料之间是否符合双变量正态分布，采用Pearson相关性分析或Spearman相关性分析探讨抑郁症状、焦虑症状、反刍思维、自我接纳与自杀意念的相关性。应用SPSS PROCESS V4.1插件进行Bootstrap中介效应检验。以P＜0.05为差异有统计学意义。
2 结果
2.1 一般情况
共纳入抑郁障碍青少年90例，其中无自杀意念22例（24.44%），有自杀意念68例（75.56%）。有自杀意念组中女性52例（76.47%），男性16例（23.53%）。相较于无自杀意念组，有自杀意念组女性比例更高（40.90% vs. 76.47%）、家中人口数相对较少（5.00 vs. 4.00）、与母亲关系较差或很差者占比更大（4.55% vs. 16.17%），在其他资料上两组相比差异无统计学意义（均P＞0.05），见表1。
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表格1 有无自杀意念青少年一般临床资料比较（n，%）
Table1.Comparison of general clinical data of adolescents with and without suicidal ideation (n, %)
注：*为不符合正态分布的计量资料以中位数和四分位数[M（Q1，Q3）]表示；a采用Fisher确切概率法计算。
2.2 两组量表得分比较
有自杀意念组在SDS、SAS、RRS及其两个维度得分上均显著高于无自杀意念组，差异有统计学意义（P＜0.05），而在SAQ及其两个因子评分上均显著低于无自杀意念组，差异有统计学意义（P＜0.05），见表2。
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表格2 有无自杀意念青少年量表得分比较[M（Q1，Q3）]
Table2.Comparison of scores on the scales between adolescents with and without suicidal ideation [M (Q1, Q3)]
注：#为符合正态分布的计量资料以平均数和标准差（ x ± s）表示。
2.3 相关分析
2.3.1 自杀意念与一般特征相关性分析
在有自杀意念青少年中，BSI-CV评分与受试者年龄、父母亲关系、与母亲的关系和抑郁家族史存在相关性（r值分别为-0.27、0.32、0.33、0.37，均P＜0.05），见表3。
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表格3 有自杀意念青少年自杀意念与一般特征的相关性分析
Table3.Correlation analyses between suicidal ideation and general characteristics in adolescents with suicidal ideation
2.3.2 自杀意念与抑郁、焦虑、反刍思维、自我接纳的相关性分析
在自杀意念组中，BSI-CV评分与SDS（r=0.57）、SAS（r=0.62）、RRS（r=0.34）及反省深思（r=0.32）、强迫思考（r=0.26）维度呈显著正相关，P值均＜0.05；与SAQ评分（r= -0.46）及自我接纳（r=-0.44）、自我评价（r=-0.40）因子呈显著负相关，P值均＜0.01。
2.3.3 抑郁、焦虑症状、反刍思维及自我接纳的相关性分析
90例青少年抑郁障碍患者中，SDS与SAS评分呈显著正相关（r=0.84，P＜0.001）；SDS与SAS评分均与RRS及其两个维度呈正相关，与SAQ及其两个因子呈负相关，P值均＜0.01，见表4。
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表格4 青少年患者抑郁、焦虑症状与反刍思维及自我接纳的相关性分析
Table4.Correlation analyses of depression and anxiety symptoms with rumination and self-acceptance in adolescents with depressive disorder
2.4 路径分析
2.4.1 抑郁症状、自我接纳和自杀意念的路径分析
以SDS评分为自变量、SAQ总分为中介变量、BSI评分为因变量、性别为控制变量行中介效应检验，结果显示，抑郁症状负向预测自我接纳水平（β=-0.481）、正向预测自杀意念（β=0.453），P值均＜0.05；抑郁症状对自杀意念的总效应及直接效应均具有统计学意义（P值均＜0.001），但间接效应无统计学意义[95%CI（-0.007，0.195）]，反映自我接纳在抑郁症状与自杀意念间的中介效应不具有统计学意义，见表5。
进一步以SAQ总分为自变量、SDS评分为中介变量、BSI评分作为因变量，结果显示，自我接纳负向预测抑郁症状（β=-0.534），抑郁症状正向预测自杀意念（β=0.456），P值均＜0.05；自我接纳对自杀意念的总效应与间接效应均达到统计学水平，95%CI区间均不包含0，但直接效应无统计学意义[95%CI（-0.581，0.017）]；抑郁症状在自我接纳与自杀意念之间的完全中介效应有统计学意义[中介效应值=-0.312，95%CI（-0.507，-0.133），中介效应量为52.53%]，表明自我接纳对自杀意念的影响通过抑郁症状发挥作用，见表5。
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表格5 青少年患者抑郁症状、自我接纳和自杀意念的路径分析
Table5.Path analysis of depressive symptoms, self-acceptance and suicidal ideation in adolescents with depressive disorder
注：-无相关数据。
2.4.2 反刍思维、焦虑症状和自杀意念的路径分析
以RRS评分为自变量、SAS评分为中介变量、BSI评分为因变量、性别为控制变量，结果显示，反刍思维正向预测焦虑症状（β=0.292），焦虑症状正向预测自杀意念（β=0.556），P值均＜0.05；反刍思维对自杀意念的总效应与间接效应均达到统计学水平，95%CI区间均不包含0，但直接效应无统计学意义[95%CI（-0.080，0.503）]；焦虑症状在反刍思维与自杀意念之间的完全中介效应有统计学意义[中介效应值=0.230，95%CI（0.037，0.442），中介效应量为52.27%]，表明反刍思维对自杀意念的影响通过焦虑症状发挥作用，见表6。
进一步以SAS评分为自变量、RRS评分为中介变量、BSI评分为因变量、性别为控制变量，结果显示，焦虑症状正向预测反刍思维（β=0.312）及自杀意念（β=0.556），P值均＜0.05；焦虑症状对自杀意念的总效应及直接效应均达到统计学意义（P值均＜0.001），但间接效应无统计学意义[95%CI（-0.010，0.152）]，反映反刍思维在焦虑症状与自杀意念间的中介效应不具有统计学意义，见表6。
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表格6 青少年患者反刍思维、焦虑症状和自杀意念的路径分析
Table6.Path analysis of rumination, anxiety symptoms and suicidal ideation in adolescents with depressive disorder
注：-无相关数据。
3 讨论
本研究结果显示，青少年抑郁障碍患者自杀意念检出率高达75.56%，显著高于普通青少年 [18]，且女性自杀意念检出比例高于男性，与国内外研究结果一致[19-21]。这可能归因于青春期雌激素水平变化较快，以及应激激素失调导致女性对负性生活事件的敏感性增高，促使其更容易关注他人对自己的评价，因而易陷入负性情绪[22-23]。另外，本研究显示有自杀意念的青少年BSI评分与年龄存在负相关（r=-0.27），与抑郁家族史呈正相关（r=0.37）。随年龄增长，前额叶皮层逐渐发育，青少年情绪调节能力和决策能力提升，从而降低了自杀意念的发生风险[24]；而抑郁家族史可能通过抑郁相关心理特质的遗传、父母抑郁暴露、不良童年经历及家庭冲突等增加青少年的自杀风险[25]。本研究还发现青少年抑郁障碍患者BSI评分与父母关系、母子关系存在相关性，与母亲关系更差的青少年表现出更强的自杀意念。既往研究显示，父母之间冲突频发增加了青少年的抑郁倾向[26-27]；胡义秋等[28]研究发现，亲子关系质量可直接预测青少年抑郁和自杀意念。但本研究未发现父子关系与自杀意念之间存在相关性，可能是由于样本量较少导致结果存在偏倚。
本研究显示自杀意念组SDS、SAS和RRS得分显著高于无自杀意念组，且BSI与SDS、SAS和RRS评分之间均呈正相关关系，与多项研究结果类似[18, 29- 33]。有研究表明，抑郁、焦虑症状与额叶纹状体边缘系统结构异常相关，导致血清素、γ-氨基丁酸等神经递质的合成、转运发生功能障碍，造成情绪调节失调及执行功能受损，促进冲动和攻击性行为，从而增加了自杀意念及行为的发生风险[34-35]。此外，倾向于反刍反应方式的个体更易将注意力被动集中于抑郁症状上，反复思考负性事件，从而陷入歪曲的负性信念，产生无用感、无价值感，使个体陷入消极情绪的循环中，继而引发自杀意念[6]。另有研究发现，反刍思维和焦虑均与僵化的认知及难以转移对负性刺激的注意力有关，导致个体注意力不集中、解决问题的能力下降、执行能力降低[36]；既往研究证实反刍思维能预测焦虑症状[37-38]。本研究对反刍思维、焦虑症状及自杀意念的路径分析显示，反刍思维对自杀意念的影响通过焦虑症状发挥作用，说明青少年抑郁障碍患者的反刍思维增加其对焦虑情绪的易感性，加重焦虑体验，增加自杀意念产生的可能性。因此，临床上除了将缓解抑郁和焦虑症状作为关键目标外，还应注意改善其反刍反应方式，从而减少复发可能性及自杀倾向性。
自我接纳是指个体认同与接纳真实的自我。本研究显示，自杀意念组患者的SAQ及其两个因子评分均显著低于无自杀意念组，且SAQ与SDS、BSI评分均呈负相关关系。Zhu等研究亦表明，自我接纳有助于降低与抑郁、焦虑等负性情绪相关的自杀风险[10, 39]。本研究进一步对抑郁症状、自我接纳和自杀意念的路径分析发现，青少年抑郁障碍患者低水平的自我接纳并不能直接诱发自杀意念，而是通过抑郁发挥中介作用以影响自杀意念，但自我接纳不能中介抑郁和自杀意念间的关系，与陈冲等[40-41]研究类似。一方面，自我接纳与负性生活事件和抑郁症状密切相关，自我接纳水平低的个体通常自我认同感较低、社会支持较少，在面对负性事件时倾向于将原因归结于自身，从而导致抑郁，而抑郁进一步加剧了个体的负性自我评价和消极认知，产生绝望和无助感，增加自杀的倾向性[10, 42-44]。另一方面，自我接纳对抑郁情绪具有缓冲作用，是自杀意念的保护因素，而认知行为疗法（CBT）、接纳与承诺疗法（ACT）等心理治疗方式被证明可有效帮助个体识别和改变消极的自我认知，提升自我接纳水平，减少抑郁情绪和自杀意念的发生 [45]，这为干预青少年自杀危机提供了新的视角和策略。
本研究存在一定局限性。首先，研究为单中心设计，样本量较小，结果外推性可能有限；其次，本研究属于横断面研究，不能解释变量之间的因果关系；再次，研究中部分变量依赖于受试者的主观报告，可能存在回忆偏倚，影响结果的准确性和客观性；此外，本研究未区分首发与复发抑郁障碍等变量对自杀意念的影响，未来可开展多中心纵向追踪研究，选择更为客观的评估工具等进一步探讨变量间的因果机制。
综上所述，有自杀意念的青少年抑郁障碍患者，其父母关系及亲子关系更差，抑郁和焦虑症状更重，反刍思维更加突出，自我接纳水平也更低，其自我接纳和反刍思维分别通过抑郁和焦虑的完全中介作用影响自杀意念。提示临床上除关注患者抑郁和焦虑症状外，还应关注患者的反刍思维和自我接纳水平，重视正念、ACT、CBT等心理治疗手段的运用，以提升青少年对自我的认同感和接纳水平，改善其消极的反刍反应方式，同时结合家庭治疗改善家庭成员间的关系，减少青少年的自杀意念和行为。
伦理声明：本研究已获得兰州大学第二医院医学伦理委员会审核批准（批号：2020A-134）
作者贡献：研究设计、数据采集与分析、文章撰写：于晓蕾；文章修订：于晓蕾、丁艳虹；研究指导、文章审阅：董强利、张兰
数据获取：本研究中使用和（或）分析的数据可联系通信作者获取
利益冲突声明：无
致谢：不适用
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