正念對自殺意念的影響：基于單被試實驗的效果和可行性研究

徐少卿?渠改萍?劉興華?李波?韓峰?劉小英?劉芳?符仲芳

摘 要 為檢驗個體咨詢情境下運用正念干預自殺意念的效果和可行性，采用單被試實驗A-B-A設計，篩選2名合格被試，借鑒《正念第八天》設計干預措施，對被試的自殺意念和心理痛苦進行連續測量，通過視覺分析和非重疊對占比，結合書面訪談，分析干預措施的效果、安全性和接受度。結果顯示被試對干預不存在強烈消極體驗，獲得了“冷靜”情緒、促進接納和激發領悟等效果，總體上接受干預；被試的自殺意念在趨勢上出現了由上升到下降的積極變化，1名被試出現了自殺意念和心理痛苦的分離。表明個體咨詢情境下，可借鑒《正念第八天》的結構和內容作為自殺意念的干預措施。

關鍵詞 正念；自殺意念；單被試實驗；可行性

分類號 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.06.003

1 引言

據世界衛生組織（2021）最新調查：2019年，全球估計有70.3萬人死于自殺，自殺是仍是人口死亡主因之一，該調查同時披露我國的年齡標準化自殺率為6.7/10萬。由于我國人口基數龐大，因此自殺死亡總人數突出對構建和諧社會造成嚴重不良影響。

為理解和預防自殺，臨床上從行為遞進發展的角度將自殺分為自殺意念、自殺嘗試和自殺三類（肖水源等， 2005; Klonsky et al.， 2016）。自殺意念是指存在明確的傷害自己生命的意愿，但尚未做出實際行動；自殺嘗試是指存在死亡意愿，且采取了傷害自己生命的行動，但未造成死亡結局；自殺則側重于自殺嘗試所造成的死亡結局。

作為外顯行為的自殺嘗試往往是一過性的，而作為心理狀態的自殺意念相對來講更為持久，其檢出率遠高于自殺嘗試（分別為3.9%和0.8%）（Cao et al.， 2015）。因此，在實踐中，臨床工作者接觸更普遍的是自殺意念，對自殺意念開展有效干預成為自殺預防的基礎性工作。而對于誘發自殺意念的直接原因，學界關注較多的是心理痛苦。心理痛苦是指個體對多種負性情緒如內疚、絕望、恐懼和喪失感的內在體驗（Holden et al.， 2001），目前認為心理痛苦在幾乎所有的自殺風險因素與自殺意念之間起中介作用（楊麗， 陳偉， 2017; Klonsky et al.， 2021; Shneidman， 1993）。

正念源自佛教冥想，以覺察和接納內在體驗為核心過程，有助于消減經驗性回避（左亞洲， 張亞楠， 2018; Hooper et al.， 2010），提升心理痛苦的耐受性（Li et al.， 2023; Xavier & Vargas， 2014），亦有學者將其用于自殺干預。正念認知療法（Mindfulness-based cognitive therapy，MBCT）的主要創始人，牛津大學J. Mark G. Williams教授帶領團隊檢驗了正念對于自殺意念的干預效果。在由194名存在自殺意念或有過自殺行為的抑郁癥康復期患者作為被試的隨機對照實驗中，干預組接受MBCT治療，對照組為以認知心理教育為內容的積極對照組和常規治療組，結果發現，干預組的自殺認知量表后測分數顯著低于對照組（η2=0.06），并且MBCT顯著削弱了抑郁情緒和自殺意念的連接強度（Barnhofer et al.， 2015）。他們認為，正念訓練所培育的去中心化能力，使得個體在受到“痛苦不可承受”“自己不值得被愛”“無法解決問題的絕望”等自殺認知困擾時，能夠抽身保持距離進行客觀覺察，通過對自殺意念的反復觀察，個體領悟到自殺意念只是頭腦中的想法，不再將其視作世界和自我的真實表征，從而擺脫其消極影響（Williams， 2015）。本研究受此啟發，亦觀察正念干預是否能使自殺意念與心理痛苦產生分離。

哥倫比亞大學Megan S. Chesin團隊則進一步將安全計劃與MBCT進行整合，針對美國退役軍人群體設計了自殺預防干預課程（min-dfulness-based cognitive therapy to prevent suicidal behavior，MBCT-S），他們納入了更廣泛的跨診斷高自殺風險人群作為被試，發現正念可有效減少多種精神障礙相關的自殺事件（Interian et al.， 2021），同時能改善患者的認知功能（Chesin et al.， 2016），從而提升其抵御自殺意念的心理韌性。在進一步的可行性研究中，MBCT-S的接受度和安全性也得到了肯定（Chesin et al.， 2015）。

然而，若從實施科學視角著眼干預開發的全過程，現有研究均為群組設計，多在理想的實驗室情境下采取團體干預形式開展的隨機對照試驗，這樣的設計只能在群體層面通過組間均值比較初步確認正念干預自殺意念的總體效果，是干預開發的前端。而在臨床實踐中，自殺意念是個體非常在意的隱私，更多是在個體咨詢過程中逐漸暴露的，對自殺意念的干預也更多以個體咨詢的方式進行。盡管有文獻涉及個體咨詢情境下采用正念對自殺風險來訪者進行干預，但均為缺乏嚴謹方法學基礎的軼事性個案報告（Luoma & Villatte， 2012; Mark et al.， 2004; Williams et al.， 2006），其可借鑒性大打折扣。因此，從實施科學視角對照干預開發的末端，在臨床實踐中的個體咨詢情境下，正念用于干預自殺意念時的實效、起效過程和可行性還有待進一步探索。

單被試實驗選取單個或少數被試，對結局指標在被試內進行持續觀測，通過對比基線期和干預期結局指標的發展變化，推斷干預措施和結局指標之間的功能關系（Kazdin， 2019）。相比隨機對照試驗等主流的群組比較研究，單被試實驗不需要大量的同質化被試，節省時間、人力和財力，特別適用于被試異質性大且不易招募的自殺行為研究（Rizvi & Nock， 2008）。同時，單被試實驗能在個體層面對目標行為進行深入細致分析，觀察其在干預影響下的變化過程（Barlow & Nock， 2009），更貼近臨床實踐，適合在個體咨詢情境下檢驗干預措施的實效和可行性（辛自強， 2017）。

另外，MBCT盡管已被用于多種問題情境和目標人群，成為正念干預的經典模式，但其創立和應用主要基于西方文化背景下的臨床人群。北京理工大學李波副教授基于對正念內涵和療效機制的深刻理解，以及多年正念團體帶領經驗，在把握MBCT結構和要素的基礎上，結合國內非臨床人群的特點和需求，對MBCT進行改編，操作手冊已發表為著作《正念第八天》（李波， 2020）。

綜上，本研究采取單被試實驗的研究范式，借鑒《正念第八天》設計干預措施，結合結構化書面訪談收集定性資料，探索在個體咨詢情境下，將正念用于自殺意念干預的效果、安全性和接受度。

2 研究方法

2.1 研究對象

在獲得太原安定醫院倫理委員會批準后，通過在該院心理門診張貼海報和咨詢師推薦的方法招募研究被試。合格標準為：年齡18～65歲，曾有自殺嘗試，且目前存在自殺意念；自殺行為問卷（修訂版）得分≥7分。排除標準為：有過正念練習經歷；正處于住院治療階段；正在接受心理治療或咨詢；正在服用精神障礙治療藥物；存在精神病性癥狀；存在物質濫用或依賴癥狀。

2.2 研究設計

采用單被試實驗中的A-B-A設計檢驗正念干預對自殺意念和心理痛苦的影響，即先設置基線期A1對結局指標進行持續測量，之后引入干預措施，并持續測量結局指標在干預期B的變化，干預結束再設置基線期A2繼續測量結局指標一段時間，通過對比結局指標在三個階段的變化趨勢，確定干預效果。

另外，為了解干預措施的可行性，同時輔助定量數據的分析和解釋，采用結構化書面訪談的方式收集接受度、安全性和效果的定性數據。

2.3 研究工具

2.3.1 自殺行為問卷（修訂版）

自殺行為問卷（修訂版）（The Suicidal Behaviors Questionnaire-Revised， SBQ-R）由Osman 等人（2001）編制，用來評估個體與自殺相關的行為和意圖，共四個條目，分別測量是否有過自殺意念或嘗試，過去一年中自殺意念的頻率、自殺意念及計劃的自我揭露，將來實施自殺的可能性。國內學者驗證了其在中國大學生群體中具有良好的信效度，其內部一致性系數為0.75，分半信度和重測信度分別為0.78和0.62（石緒亮 等， 2021）。該量表臨界分值為7分，即得分≥7時，存在自殺風險，本研究基于此臨界分值對參與者進行入組篩選。

2.3.2 正念注意覺知量表

正念注意覺知量表（Mindfulness Attention Awareness Scale，MAAS）由Brown和Ryan （2003） 編制，基于單維結構“對當下的注意和覺知”對正念進行測量，共15個條目。國內學者驗證了其在中國大學生樣本中的信度和效度，驗證性因素分析顯示其具有良好的結構效度，Cronbachs α系數為0.89，重測信度為0.87（陳思佚等， 2012）。本研究在基線期A1開始時、干預期結束時和基線期A2結束時各測量一次正念。

2.3.3 為測量自殺意念增加的單個問題

本研究需要對自殺意念進行高頻多點測量，現有多條目測量工具一方面不滿足測量瞬時自殺意念的需求，另一方面在高頻多點測量時容易引發測驗疲勞，因此作者結合參與者均有過自殺嘗試的實際，設計單個問題對自殺意念進行測量。條目內容為“當我們承受過度的痛苦時，可能會想到以結束生命來獲得解脫。如果您過去人生中最想結束生命時的意愿強度分數為100分，您狀態良好珍惜生命時放棄生命的意愿強度分數為0分，那么此時此刻您想要放棄生命的意愿強度分數是多少分？”

2.3.4 為測量心理痛苦增加的單個問題

與自殺意念基于同樣的原因，心理痛苦也采用單個問題進行測量，內容為：“相信您的問題給您帶來過很多心理煎熬和痛苦，如果您在過去人生中內心最痛苦的時刻痛苦分數是100分，您處在平靜自在、內心舒適的正常狀態下痛苦分數是0分，那么此時此刻您的心理痛苦分數是多少分？”

2.3.5 結構化書面訪談問題

圍繞接受度、安全性和效果三個主題設置書面訪談問題，問題內容及呈現順序見表4。

2.4 干預措施

干預措施取自李波副教授著作《正念第八天》。第一作者為干預執行者，具有十年以上的正念修習經歷，曾跟隨李波副教授進行過長達三年的正念學習、研究和實踐，對于《正念第八天》的內容有準確的理解和熟練的操作經驗，同時具有1000小時以上的個體心理咨詢工作經驗，并有太原安定醫院掛職經歷，已受聘為該院心理咨詢師，具備開展干預的資質。

在實施干預前與被試進行參與研究意向會談時，考慮到交通和日程方便，被試傾向于接受線上干預，因此采取網絡視頻電話的形式進行干預。執行者實施干預的地點為居所書房，被試接受干預的地點均為居所獨立臥室，干預過程中環境保持安靜，無外界干擾。干預分八次實施，每次時長一個小時，兩名被試分別以個體咨詢的形式接受干預，具體主題和內容見表1。

2.5 程序

通過招募談話從報名人員中篩選出合格的被試后，首先進行時長40分鐘的參與研究意向會談，由研究者向被試簡要介紹正念干預的歷史淵源和臨床應用，介紹本研究的目的和參與研究的注意事項，以及參與研究可能獲得的益處和風險，隨后了解被試過往自殺經歷和參與研究的動機，在確認參與意向后，簽署《知情同意書》，合作完成《安全計劃和協議》。

之后進入基線期A1，被試在第一天完成正念的前測，并在每日18：00/20：00/22：00連續三次報告心理痛苦和自殺意念的分數，三次分數取均值代表當日結局指標的水平，連續測量7～9日。隨后進入干預期，共干預8次，每2天進行一次，干預時間選擇當日下午雙方均方便的時間，被試仍按照基線期的方式在每個干預日報告自殺意念和心理痛苦的分數，并在干預期的最后一天完成正念的后測。隨后再進入基線期A2，被試繼續以同樣的方式每天報告當日的自殺意念和心理痛苦分數，連續報告7天，并在最后一天完成正念的隨訪測量。測量結束后20天，對被試進行結構化書面訪談，收集定性資料。

2.6 數據分析

單被試實驗一般采用視覺分析結合非重疊法效果量進行數據分析（續志琦， 辛自強， 2018）。本研究綜合借鑒Kratochwill等（2010）和Lane與Gast（2014）提出的視覺分析程序和指標，觀察結局指標在階段內的水平、穩定性和趨勢。水平以中位數作為指標；穩定性以穩定區間內數據占比作為指標（穩定區間通過“中位數±中位數×0.25”獲得），穩定區間內數據占比達到80%可視為穩定；趨勢則通過中分趨勢估計線獲得（Kazdin， 2010）。

非重疊法效果量以Parker和Vannest（2009） 提出的非重疊對占比（non-overlap of all pairs，NAP）作為指標，通過在線計算器（Vannest et al.， 2016）計算獲得。NAP可按以下標準進行解讀：0～65%為弱效果或無效果；66%至92%之間為中等效果；93%至100%為強效果。

3 結果

3.1 被試特征

從7名愿意參與研究的人員中篩選出2名合格的被試，基本特征分別為：A，女，21歲，大三學生，高二時有過自殺嘗試，之后出現非自殺性自傷行為，曾有過數十次心理咨詢經歷，SBQ-R得分為13分。B，女，20歲，大一學生，高三時因嚴重的自殺未遂而住院治療，被診斷為雙相情感障礙，曾有36次心理咨詢經歷，SBQ-R得分為17分。

其余人員被排除的原因分別為：精神分裂癥患者；監護人不同意；嚴重強迫癥住院患者；幾乎沒有自殺意念的睡眠障礙患者；醫院推薦但本人并無參與意愿，且正在住院。

3.2 正念得分情況

被試A前測、后測和隨訪時的正念得分分別為67、69、76，可見前后測的正念得分并無明顯變化，而在隨訪時正念得分有明顯增高；被試B三次測量的正念得分分別為42、43、41，無明顯變化。

3.3 自殺意念得分的變化趨勢

對被試A的自殺意念得分趨勢（圖1）進行視覺分析（指標結果見表2）：在水平變化上，中位數顯示干預期與基線期A1相比，自殺意念得分并無變化，而基線期A2相比干預期則有所降低；在穩定性上，穩定區間內數據占比顯示其自殺意念得分在三個階段經歷了從不穩定到逐漸穩定的過程；在趨勢上，中分趨勢估計線顯示自殺意念得分在基線期A1呈微弱上升趨勢，在干預期呈下降趨勢，在基線期A2則無明顯趨勢；在非重疊法效果量上，NAP顯示干預期和基線期A2有較弱的效果。

對被試B的自殺意念得分趨勢（圖2）進行視覺分析（指標結果見表2）：在水平變化上，中位數顯示干預期的自殺意念得分比基線期A1有所增高，基線期A2比干預期亦有增高；在穩定性上，穩定區間內數據占比顯示自殺意念得分在三個階段經歷了從不穩定到極不穩定，再到漸趨穩定的變化過程；在趨勢上，中分趨勢估計線顯示自殺意念得分在基線期A1呈微弱上升趨勢，在干預期呈微弱下降趨勢，在基線期A2呈明顯下降趨勢；在非重疊法效果量上，NAP顯示干預期出現了中等的反向干預效果，在基線期A2反向效果有所回落。

3.4 心理痛苦的變化趨勢

對被試A的心理痛苦得分趨勢（圖3）進行視覺分析（指標結果見表3）：在水平變化上，中位數顯示干預期心理痛苦得分比基線期A1有所增高，而基線期A2相比干預期則有所降低，但并未恢復到基線期A1水平；在穩定性上，穩定區間內數據占比顯示其心理痛苦得分在三個階段經歷了從不穩定到非常穩定，再到穩定性略有下降的過程；在趨勢上，中分趨勢估計線顯示心理痛苦得分在基線期A1呈明顯上升趨勢，在干預期呈略微下降趨勢，在基線期A2呈略微上升趨勢；在非重疊法效果量上，NAP顯示在干預期出現了反向干預效果，在基線期A2效果變化不明顯。

對被試B的心理痛苦得分趨勢（圖4）進行視覺分析（指標結果見表3）：在水平變化上，中位數顯示干預期心理痛苦得分與基線期A1相比并無變化，基線期A2比干預期有所降低；在穩定性上，穩定區間內數據占比顯示心理痛苦經歷了從不穩定到接近穩定，再到穩定性有所下降的過程；在趨勢上，中分趨勢估計線顯示心理痛苦得分在基線期A1呈下降趨勢，在干預期呈微弱下降趨勢，在基線期A2呈明顯下降趨勢；在非重疊法效果量上，NAP顯示干預期和基線期A2效果并不明顯。

3.5 自殺意念得分與心理痛苦得分的分離情況

由趨勢圖可見，被試A的自殺意念和心理痛苦得分在基線期A1保持一致，之后伴隨干預的引入，逐漸出現分離，且分離狀態在基線期A2得到保持（見圖5）；被試B正好相反，其自殺意念和心理痛苦得分在基線期A1存在分離，而之后的干預期和基線期A2，兩者總體上保持一致，只有少數測量時點存在分離狀態（見圖6）。

3.6 干預措施的可行性

在安全性上，正念干預并未激發被試過度強烈的不適體驗，或帶來其他非常糟糕的負面效果。存在的負面效應有：可能會喚起被試的負面心結（“一事無成的自責”），容易因未能堅持練習而產生“愧疚”，以及線上干預易引發被試直面鏡頭時的不適感。

在接受度上，被試對正念干預均給予了肯定，認可干預者所呈現出的“親和力”，解釋和練習引導消除了被試對正念具有宗教色彩的“誤解”和排斥。不利于接受的因素有：練習時習慣于依賴干預者的引導，使得對效果有急切需求時難以投入練習、對不同的特定負面情緒針對性不強、視頻通話易引發不適感。

在效果上，被試均認為干預能讓自己變得更“冷靜”，給自己帶來了重要的領悟，緩解了自傷意向。被試A體會到接納情緒的能力有了重要的提升，學會了“將旁觀作為策略”，更愿意感受和安于“什么都不做”的當下，覺察到了對自己的過分“苛刻”。被試B開始反思自己對所討厭之人的態度，隨之產生對“恨”意的重要領悟。對效果不樂觀的預期是：被試均認為自殺嘗試伴隨著強烈的情緒狀態，對正念屆時還能否有效發揮作用缺乏足夠的信心。

4 討論

本研究立足臨床實踐中自殺意念干預的實際需求，首次通過單被試實驗結合結構化書面訪談，考察了個體咨詢情境下將正念用于干預自殺意念的安全性、接受度和效果。結果表明：在安全性上，正念干預對存在自殺意念的被試是安全的，并未引發強烈的、不可忍受的負面體驗；在接受度上，兩名被試總體上對正念干預是接受的，但鑒于有迫切需求時難以獨立練習的問題，被試A更愿意接受心理咨詢。在效果上，書面訪談顯示正念干預具有“冷靜”情緒、促進接納和激發領悟的效果；連續測量顯示在正念干預的影響下，被試的自殺意念在發展趨勢上出現了由上升到下降的積極變化。

在接受度、安全性和效果上，相比傳統的團體正念干預模式，個體咨詢模式呈現了獨有的優勢：干預者與被試能有更“近距離”的接觸，有利于更快更好地建立關系，讓被試體驗到更強有力的心理支持，從而提高其對干預的接受度和依從性；干預者呈現出的“親和力”讓被試感到安全和舒適，強化了對干預的依從性，促進了對練習的投入；基于練習體驗和聚焦被試私人經驗的開放式交流對話，而非說教式的宣講，更容易激發被試產生重要領悟。

對于自殺意念發展趨勢在連續測量中呈現的積極變化，一方面，正念練習具有身心放松的即時效應，利于其平復情緒、獲得平靜（Desbordes et al.， 2015），即被試均提到的讓自己變得更加“冷靜”，從而削弱通過自傷獲得緩釋的傾向，一定程度上對抗了自殺意念的不斷積累；另一方面，正念練習所強調的覺察和接納，強化了被試面對心理痛苦時的去中心化態度和立場，從而提高了對心理痛苦的耐受性（Nila et al.， 2016），最終減少了心理痛苦向自殺意念的轉化。而若能長期堅持練習，將覺察和接納的策略內化為高度自覺的心理習慣，或有可能減緩自殺意念向自殺嘗試的轉化，從而最終減少自殺事件的發生（Interian et al.， 2021），還有可能促進患者體驗自我超越，發掘更深廣的內在資源（Birnbaum & Birnbaum， 2004）。

盡管書面訪談顯現了正念干預的積極效果，但自殺意念的測量值未出現明顯降低（即中位數和NAP未顯現明顯效果）。首先，這或與干預頻率和時長的特殊安排有關。為配合被試暑假休息的時間，減少無關因素的干擾，同時遵循個體咨詢的時長設置，每次干預1個小時，每2天干預1次，干預期的時間跨度為2～3周。而傳統的典型正念干預一般為每次2～3個小時，每周1次，時間跨度為8～10周，同時考慮到家庭作業的累積練習量，本研究中被試的正念練習量遠低于傳統典型正念干預。更重要的是，密集的干預頻率不利于被試充分掌握正念應對技能和領悟正念內涵。事實上，在Serpa等（2014）和Chesin等（2015）的單組研究中，前者采用9周的正念減壓課程作為干預措施，后者采用9周的MBCT-S作為干預措施，均得到了自殺意念得分明顯下降的結果。其次，臨近參與研究前，以及整個研究期間，被試并未經歷自殺危機，總體狀態較穩定。若與自身處于危機狀態時對照，其自殺意念總體處于較低水平（被試A為5～35分，被試B為5～55分），或存在干預效果的“地板效應”。最后，本研究所使用的單個自評問題，賦分的內省參照標準單一，分數取值跨度較大（0～100），且被試也可能存在調整賦分標準或單位的過程，這些因素均會帶來測量值的較大變異，一定程度上可能對干預效果造成掩蔽。Forkmann等（2014）以MBCT作為干預措施的隨機對照試驗研究中，也因測量方式的差異而出現了混合效應，該研究同時采用了被試自評和臨床醫師評定的方式，前者顯示自殺意念并無明顯變化，而后者卻顯示自殺意念有明顯降低。

對于心理痛苦，被試A在基線期A1呈明顯上升趨勢，其在干預中將此解釋為暑期兼職的上崗日臨近，自己十分在意能否有好的工作表現，因此體驗到越來越多的情緒緊張和痛苦，而伴隨正念干預的引入，心理痛苦的上升趨勢得到有效控制，且效果在基線期A2有所保持。被試A在書面訪談中的回答對該效果做出了解釋：雖然正念練習“不會減少當時的痛苦程度”，但能通過“感受當下”去“接受”和“忍受”，而非一味回避消極體驗，且最終學會了將“旁觀作為策略”，從而通過提升耐受性使心理痛苦得到控制。

令人費解的是，從測量值來看，被試B出現了反向的干預效果，作者為此在分析數據時再次與其溝通，得到的解釋是：被試B在基線期A1處于“晝夜顛倒”的暑假作息狀態，但“白天睡覺總是會被吵到”，因此“心情巨差”，心理痛苦水平偏高，但因為“一直在睡覺，昏昏沉沉，也就沒有自殺的想法”，因此自殺意念水平較低。而因為其對能夠參與研究、接受干預的機會很“珍惜”，所以在干預開始前兩天及干預期“為了保持好的狀態”，刻意調整了作息，因此之后測得的自殺意念和心理痛苦得分或可視為更接近常態的基線期水平。由此，考慮到該被試在基線期A2也在堅持訓練，其自殺意念和心理痛苦得分在基線期A2出現的明顯下降趨勢，一定程度上也可歸因于正念練習的效果。

本研究特別考察了心理痛苦與自殺意念的分離情況，結果發現，伴隨干預的引入，被試A的自殺意念和心理痛苦逐漸出現分離的趨勢，這與Barnhofer等（2015） 選取抑郁患者為被試所發現的正念能夠削弱抑郁癥狀和自殺意念的關系強度類似，或與該被試在書面訪談中提到的對接納和“旁觀”策略的學習和應用有關。而對于被試B，若不考慮受“晝夜顛倒”作息影響的基線期數據，其自殺意念和心理痛苦總體上保持一致，并未出現分離趨勢。結合干預時的交流，或與其自身的沖動性特質有關：即沖動性特質使其在心理痛苦與自殺意念之間較難形成穩定的緩沖地帶（Beach et al.， 2022; Hadzic et al.， 2020）。對于這類被試，干預的重點或許應放在應對沖動性上，可以借鑒辯證行為療法處理患者沖動性的策略（Linehan et al.， 1991）。

除干預頻率較密集以及單個自評問題存在信效度易受損外，本研究的其他不足之處在于：一是網絡視頻電話的干預方式容易給被試帶來不適體驗；二是書面訪談并非嚴謹的定性研究方法，可提煉的信息也較為粗淺。未來可嘗試地面咨詢的干預方式，遵循每周1次的常規干預頻率，采用信效度更好的生態瞬時評估法進行測量，結合更規范的定性研究法，通過實驗復制（Kennedy， 2005）來獲得正念干預與自殺意念更為穩健的功能關系，并積累結果可推廣性的更多證據。

盡管存在以上不足，本研究仍首次通過嚴謹的單被試實驗，將自殺意念的正念干預研究拓展到了個體咨詢情境下，并在安全性、接受度和效果上積累了初步證據，可為臨床工作者在實踐中采用正念干預自殺意念提供有益借鑒和啟示。

參考文獻

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