Higher Family Socioeconomic Status Associated with Shorter Students' Sleep
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摘要:
良好的睡眠和中小学生的身心健康有密切关系，但我国中小学生的睡眠情况不容乐观，还可能存在明显的家庭社会经济地位分层。使用CFPS2018的数据，在分析了我国中小学生的家庭社会经济地位和睡眠不足之间关联的基础上，提出了上补习班和父母作息两个中介机制。结果发现，较高家庭社会经济地位的中小学生睡眠不足的风险更高，其原因可能是较高家庭社会经济地位的孩子参与的补习班更多，其父母的作息也更晚。据此，有关教育减负的政策应当更具情境性和针对性。
Abstract:Sleep is crucial for students' mental and physical wellbeing. However, students in the primary and secondary school are experiencing a sleep crisis, with a possible stratification based on family socioeconomic status. This study utilized data from CFPS2018 to analyze the relationship between family socioeconomic status and sleep among primary and secondary school students in China. Two mediating mechanisms were proposed: attending tutoring classes and parents' sleep patterns. The results indicated that children from advantaged families were at a higher risk of insufficient sleep. The mechanisms were that these children were more likely to participate in tutoring classes, and their parents were more likely to have a delayed bedtime, thereby reducing their sleep duration. Therefore, policies aimed at reducing the educational burden should be more contextual and targeted.
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一. 引言
睡眠对中小学生的健康成长有深刻影响。充足的睡眠可以促进学生的生长发育和身心健康，并提升其学业表现[1-3]；相反，睡眠不足和睡眠障碍则是肥胖、抑郁和学业表现不佳等诸多问题的风险因素[4-5]。我国中小学生的睡眠情况不容乐观，大量处于义务教育阶段的学生没有获得足够的休息。中国睡眠研究会等发布的《2022中国国民健康睡眠白皮书》显示，在“双减”之前，仅有3.18%的小学生和13.37%的初中生分别达到了教育部建议的10小时和9小时睡眠时长[6]。
此外，中小学生的睡眠存在明显的家庭社会经济地位分层，睡眠不平等情况广泛存在。来自美国等发达国家的研究发现，低社会经济地位与睡眠不足、睡眠障碍有关[7-9]。然而，也有部分研究发现，在发展中国家或亚洲社会里，家庭社会经济地位较高的青少年比家庭社会经济地位较低的同龄人入睡时间点更迟，睡眠时长更短[10-11]。不同情境下家庭社会经济地位对儿童青少年睡眠的影响不同，说明睡眠不仅是单纯的个体行为，也受到家庭环境、文化背景和社会因素的综合影响。在中国社会中，家庭社会经济地位对中小学生睡眠影响的方向和机制还有待进一步梳理和考察。
现有关于家庭社会经济地位和学生睡眠的研究主要关注物理环境的作用，比如家庭混乱[12]、住房条件[13]等，虽然也有少量研究关注到睡眠的社会性，比如考虑学生的睡前思虑在家庭社会经济地位和睡眠中的机制[14]，但对于亲子互动这一情境性关系对中小学生睡眠的影响，目前的研究尚不充分，也鲜有学者使用中国样本进行研究。实际上，成年人的睡眠和作息受其自身的职业安排、教育程度等社会经济因素的影响[15-16]，而父母因工作要求或自身习惯等因素影响的作息方式也可能影响子女的睡眠安排[17]。因此，父母作息可能是家庭社会经济地位影响子女睡眠的重要途径。此外，中国社会由于激烈的教育竞争和普遍的“望子成龙”教育期待，父母往往围绕学习这一主题组织和安排子女的生活起居[18]，对子女的教育投入也可能在家庭社会经济地位和中小学生睡眠之间产生重要作用。
总之，除了空间性的家庭物理环境外，父母作息安排和家庭教育投入这两个重要的家庭互动层面因素，也可能是链接家庭社会经济地位和中小学生睡眠的重要机制。因此，本研究尝试回答以下两个问题：在中国，家庭社会经济地位与处于义务教育阶段的中小学生睡眠情况有什么关联？父母作息安排和家庭教育投入在家庭社会经济地位和中小学生睡眠的关联中起到了什么作用？对这两个问题的考察将有助于进一步理解影响中小学生睡眠的社会性因素，发现睡眠不平等中的传导链条，从而为缓解中小学生的睡眠不足提供更有针对性的政策建议。
二. 理论基础和假设
一 家庭社会经济地位和中小学生睡眠情况
家庭社会经济地位在许多方面显著影响中小学生的睡眠时长和质量。基于西方样本的研究发现，家庭社会经济地位更高的儿童青少年，其睡眠情况更好[19-20]。但这一结论似乎并不具有文化情境的普适性。在一些发展中国家，尤其是在东亚社会中，高社会经济地位家庭的中小学生反而睡眠时长更短，睡眠问题更多[10, 21-22]。原因之一可能是，在社会普遍重视子女教育的文化背景下，高社会经济地位家庭的父母通常对子女的学业有更高期望，“望子成龙”的期盼更加迫切，使得孩子在学校和课外补习班上花费大量时间，导致休息和睡眠的时间减少[23]。原因之二可能是，高社会经济地位家庭的孩子更容易接触到各种电子设备，如智能手机、平板和电脑，而睡前使用电子设备会干扰孩子的睡眠。研究表明，电子设备的蓝光会抑制褪黑素的分泌，导致入睡困难和睡眠质量下降[24-25]。鉴于中国重视教育的文化背景，笔者认为，较高社会经济地位家庭的中小学生比较低社会经济地位家庭的中小学生睡眠时长更短。基于此，提出假设1：
H1 在其他因素一致的情况下，家庭社会经济地位和中小学生睡眠时长呈负相关。
二 家庭社会经济地位对中小学生睡眠影响的性别异质性
在中国社会，家庭社会经济地位与中小学生睡眠的关系可能存在性别差异。受传统文化影响，中国社会长期以来对男孩的教育投资和期望更高[26]。在家庭资源有限的情况下，父母倾向于对男孩投入更多的教育资源，使得男孩在学业上投入更多时间，并参与更多的课外补习班和培训课程[27]，从而可能导致男孩的睡眠时长缩短。男孩在面临父母更高的教育期望和更大的学业压力时，可能也会承受更大的心理压力，进而增加其出现睡眠问题的可能性[23]。相反，在持有传统性别观念的家庭中，女孩往往受到家庭较少的教育关注[28]，这使得女孩参与补习班的机会可能更少，反而保护了她们的睡眠。
然而，随着中国社会经济的发展，优生优育和性别平等的观念逐渐成为主流[29]，家庭对男孩和女孩的教育重视程度也可能不再有明显差异。传统的“养儿防老”观念逐渐淡化，女孩和男孩在家庭中获得的投资逐渐接近，父母对男孩和女孩的教育期望可能逐渐趋同[27, 30]。此外，自1982年实行计划生育政策以来，我国独生子女家庭数量增多。在独生子女家庭中，由于只有一个孩子，所以不太可能存在教育投资的性别偏好，这在客观上也促进了教育投入的性别平等[26]。因此，家庭社会经济地位对中小学生睡眠的影响也可能不存在明显的性别差异。基于此，提出一组竞争性假设2：
H2a 家庭社会经济地位对中小学生睡眠时长的影响存在显著的性别差异。
H2b 家庭社会经济地位对中小学生睡眠时长的影响不存在显著的性别差异。
三 参加补习班的中介效应
参加补习班可能是家庭社会经济地位影响中小学生睡眠的重要途径。布迪厄的文化再生产理论指出：在家庭教育中，不同社会阶层所能够动用的经济、社会、文化资源不同，教养方式、品位、惯习存在差异，导致孩子获得的教育资源、机会和结果是不平等的[31]。父母教育或收入水平较高的家庭，可以通过参与各种文化活动、精心组织孩子的日常生活，实现阶层的再生产[32-34]。相比之下，社会经济地位较低的家庭在资源上相对匮乏，也更有可能对精细的养育观缺乏兴趣和了解[35-36]。具体到中国语境中，“是否参加补习班”正是这样一种具有阶层异质性的教育实践。有学者认为，课外补习已经成为学校教育之外另一种教育再生产的新机制[37]。同时，也有大量实证研究表明，父母的最高教育程度、家庭的收入、父母的职业地位都和孩子参加课外补习的情况显著正相关[38-40]。
但另一方面，参加课外补习可能对中小学生的睡眠有负向影响。首先，参加补习直接压缩了孩子们的空余时间，他们的睡眠时间也会受到较大影响。对台湾地区中小学生的研究发现，补习学校的课程常常在晚上九点半或更晚结束，孩子们需要花费更多时间参与课程和完成额外的作业，这直接推迟了上床睡觉时间点并缩短了其夜间睡眠时长[41]。而在不同城市和不同时期的调查分析中，中小学生也普遍报告参加补习班是导致他们睡眠时间减少的重要因素[42-45]。其次，参加补习班可能影响孩子的心理健康，产生“致郁”效应，从而损害他们的睡眠。长时间和高强度的课外辅导，可能将学生限制在高压环境和严格时间规范中，从而增加他们的心理压力水平[46]。李适源和刘爱玉的研究也发现，课外补习会显著损害中学生的情绪健康，这种效应在家庭背景处于劣势地位的孩子中更加明显[47]，而心理问题和不良情绪可能会损害儿童青少年的睡眠[48-49]。基于此，提出假设3：
H3 参加补习班是家庭社会经济地位影响中小学生睡眠的中介因素。
四 父母上床时间点的中介效应
父母自己的上床时间点也可能在家庭社会经济地位和中小学生的睡眠中发挥中介作用。总体来看，个体的社会经济地位通常对健康具有保护作用[50-51]，但对于睡眠来说，情况相对复杂。具体到一些特定的社会和文化背景中，社会经济地位可能会起到负面作用，即产生“社会经济地位的健康代价”。对美国少数族裔的研究发现，在控制了个体的社会经济地位之后，黑人的睡眠时长依旧短于白人[52]。这意味着，与白人相比，黑人可能需要在休息和睡眠上付出更大的牺牲和代价，才能达到相同的社会经济地位。而在中国，伴随着经济的快速发展，工作时间日益延长[53]，各个阶层和职业群体普遍存在过度劳动的现象[54]。有研究发现，主观社会经济地位较高的群体，睡眠时长相对较长[55]。一项使用了全国近10万人样本的研究发现，受教育程度和自我汇报的睡眠问题呈现正相关[56]。在上床时间点上，对处于较高社会经济地位的高校教师、企业高层和中层管理人员以及较低社会经济地位的建筑工人进行对比的质性研究发现，教师和管理人员往往没有上下班的概念，他们经常需要在正式的工作时间结束后继续在家里处理工作事务，而建筑工人则相对有更固定的工作和休息时间[57]。综上所述，笔者认为，社会经济地位高的父母更有可能从事较为复杂和高要求的工作，由于在一天中处理的事务更为琐碎和繁杂，他们的上床时间点会相对更晚。
父母的作息安排也直接和子女的睡眠相关[58]。使用体动仪测量的客观睡眠数据研究表明，在睡眠时长、上床时间点、起床时间点上，青少年和其父母都具有显著的一致性[59]。一方面，父母的作息会直接影响其子女的作息。实证研究发现，家长的上床时间点，尤其是母亲的上床时间点，和子女的上床时间点存在显著的正向关联[21]。另一方面，有关家庭和工作互动关系的文献指出，父母的精力是一种稀缺资源，当精力耗竭时，个体会产生压力和紧张[60]。而父母工作中的压力和负向情绪，很可能外溢至家庭领域，通过影响家庭氛围来间接影响其子女的睡眠[61]。基于此，提出假设4：
H4 父母的上床时间点是家庭社会经济地位影响中小学生睡眠的中介因素。
三. 数据与方法
一 数据来源与样本选择
本文使用中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年的截面数据进行分析。CFPS使用了多阶段概率抽样的方式，具有良好的全国代表性[62]。本研究关注的对象为义务教育(小学和初中)阶段的儿童和青少年，以覆盖所有16岁以下个体信息的成人代答少儿问卷数据库为基准，将其与家庭关系数据库和成人问卷数据库进行匹配，生成了一个包含孩子及其父母信息的数据集。少儿数据库中处于义务教育阶段的样本共有4 308个。在去除核心变量缺失的个体后，共有3 457个处于义务教育阶段的中小学生被纳入本文的分析。
二 变量测量
1 被解释变量
睡眠不足是本文的被解释变量。在成人代答问卷中，家长汇报了孩子晚上上床时间点和早上起床时间点，取两者的差值为孩子的夜间睡眠时长。根据2021年教育部“睡眠令”的要求，小学生每天至少需要睡眠10小时，而初中生每天至少需要睡眠9小时[6]。因此，根据样本所处的学段，对小学生和初中生分别生成了“睡眠不足”这一因变量。如果他们的夜间睡眠时长低于“睡眠令”的推荐时长，将其记为1，即存在睡眠不足的问题；如果大于或等于推荐时长，则视为不存在睡眠不足的问题，将其记为0。
2 核心自变量
家庭的社会经济地位是本文关注的核心自变量。过往研究往往使用受教育水平、收入、职业声望等作为衡量社会经济地位的指标[63-64]。本文延续了这一做法，使用父母的受教育水平作为衡量中小学生所在家庭社会经济地位的主要指标。在CFPS2018中，每位成年人都报告了他们已完成的最高学历。如果家庭中父母双方至少有一人有大学本科及以上的学历，则认为其受教育水平较高并记为1，反之记为0。
另外，本研究分别计算了父母的平均受教育年限、家庭年收入和父母的平均职业声望指数用于稳健性检验。首先，将父母受教育水平的分类变量转换为衡量受教育年限的连续变量，通过计算父母双方受教育年限的平均值①，得到了家庭中父母的平均受教育年限。其次，根据家户问卷中受访者报告的年收入生成了家庭年收入变量，并将其加1之后进行了对数转换。最后，根据CFPS提供的个体国际职业声望指数(ISEI)生成父母的平均职业声望。ISEI是一个从16到90的连续量表，采用了国际标准化的职业分类系统，得分越高代表职业地位越高[65]。
3 中介变量
本文的中介变量为是否参加补习班和父母平均上床时间点。根据家长代答问卷中“过去1个月内，孩子是否参加过或正在参加亲子班或辅导班”这一问题，生成了“是否参加补习班”的二分变量。如果孩子参加补习班，将其记为1，否则记为0。另外，父母平均上床时间点则根据成人问卷中的问题“您晚上一般几点上床睡觉”生成。如果上床时间点为次日凌晨，则在原数值上增加24以方便后续分析。该变量的数值越大，代表父母的上床时间点越晚。
4 控制变量
本文选取了中小学生个体层面的年龄、性别、户口类型和身体质量指数(Body Mass Index, BMI)以及家庭层面的家庭规模等在过往研究中对中小学生睡眠有重要影响的变量作为控制变量[42, 66-69]。另外，所处学段、是否就读于重点班、是否住校等教育特征可能影响到中小学生的睡眠情况[11]，因此将这些因素也纳入控制变量。
三 分析方法与模型设置
本文使用如下Logit模型估计家庭社会经济地位对中小学生睡眠不足的影响：
(1) 其中，SleepDpi代表个体i是否存在睡眠不足的问题，SESi和β1分别代表个体i的家庭社会经济地位及对应的回归系数，Xi和θ分别为个体i的控制变量向量及对应的回归系数，β0为模型的常数项。考虑到部分家庭有两个及以上的孩子，部分样本间并不相互独立，本文使用了以家庭为聚类的聚类标准误。如果β1>0，说明家庭社会经济地位越高，孩子出现睡眠不足问题的可能性就越大，则假设1成立。
为检验家庭社会经济地位对中小学生睡眠不足的影响是否存在性别差异，分别对男生和女生使用模型(1)再次进行估计，得到家庭社会经济地位对男生睡眠不足的影响β1_male和家庭社会经济地位对女生睡眠不足的影响β1_female。如果β1_male≠β1_female，说明家庭社会经济地位对中小学生睡眠不足的影响存在显著的性别差异，假设2a成立；否则假设2b成立。为检验参加补习班和父母上床时间点的中介效应，使用KHB分解法估计中介效应显著性和其占比[70]。如果中介变量的中介效应占比显著，说明该变量在家庭社会经济地位对中小学生睡眠的影响中起到显著的中介作用。
同时，使用如下方法对结果进行稳健性检验：首先，将被解释变量替换为连续的中小学生睡眠时长变量，再进行回归，检验是否可以得到与主分析相似的结果；其次，将家庭社会经济地位指标分别替换为父母平均受教育年限、家庭年收入对数(元)和父母平均职业声望，再进行回归，检验是否可以得到与主分析相似的结果。
四. 主要研究结果
表 1汇报了本文所使用数据的描述性统计结果。样本的平均睡眠时长是9小时(标准差为0.94小时)。根据教育部“睡眠令”的标准，小学生睡眠应在10小时以上，初中生睡眠应在9小时以上，超过70%的样本存在睡眠不足的问题。父母的平均上床时间点是22点15分(标准差为0.90小时)，考虑样本中中小学生的年龄是5—16岁，其父母大部分为70后或80后，这与《中国睡眠研究报告(2022)》所给出的70后、80后的平均上床睡觉时间点基本一致[71]。从父母的社会经济地位指标来看，有13.54%的中小学生父母至少有一方拥有大学及以上的学历。我国第七次人口普查的数据显示，出生在1970—1990年的人口中，有大学及以上学历的人群占全国总人口的11.07%[72]。总体而言，样本的大学学历分布和其在全国总人口中的分布近似。除此之外，样本中男女比例相对均衡，户籍上以农村户口为主，小学生和中学生的比例约为7 ∶ 3，超过20%的中小学生参与了课外补习。
表 1 描述性统计结果(N=3 457)变量 均值/频数 标准差/百分比 最小值 最大值 孩子睡眠时长(小时) 9.00 0.94 6.50 11.00 父母平均上床时间点① 22.25 0.90 20.00 24.00 孩子年龄(岁) 10.86 2.50 5 16 孩子BMI 18.07 3.91 11.20 31.30 父母平均受教育年限(年) 8.09 3.94 0 19 家庭年收入对数(元) 11.05 0.95 0 15.21 父母平均职业声望② 34.78 12.49 20 88 家庭规模(人/户) 5.21 1.93 2 15 睡眠不足③ 否 944 27.31 是 2 513 72.69 父母至少有一方有大学及以上学历 否 2 989 86.46 是 468 13.54 性别 女 1 603 46.37 男 1 854 53.63 户籍类型 农村户口 2 809 81.26 非农户口 648 18.74 学段 小学 2 554 73.88 初中 903 26.12 学校所在地 城市 685 19.81 县城 743 21.49 农村 2 029 58.69 重点班情况 不在重点班 695 20.1 在重点班 326 9.43 所在学校没有区分 2 436 70.47 住校 否 2 740 79.26 是 717 20.74 是否参与课外补习 否 2 719 78.65 是 738 21.35 注：①父母平均上床时间点有部分值超过24点，最晚为次日凌晨3点。对于这部分值，在实际操作中做了+24的处理。②父母平均职业声望有部分缺失值，样本量为3 214。③睡眠不足的标准因学段而异。对于小学生来说，睡眠不足10小时记为睡眠不足；对于初中来说，睡眠不足9小时记为睡眠不足。 表 2汇报了家庭社会经济地位和中小学生睡眠不足的回归分析结果。模型1显示，在控制了其他因素的条件下，相比于父母都没有大学本科及以上学历的家庭，父母至少有一方拥有大学本科及以上学历家庭的中小学生睡眠不足的概率比平均增加了e0.421(约1.510倍)。模型2和模型3分别展示了对女生和男生进行回归估计的结果。结果显示，家庭社会经济地位对睡眠不足的影响只在男生中显著，而在女生中不显著。但另一方面，男生组家庭社会经济地位的回归系数和女生组家庭社会经济地位的回归系数的Wald检验值为0.35，对应p值为0.55，说明家庭社会经济地位和男女中小学生睡眠不足的点估计在统计学意义上并没有显著的区别。结果表明，我们没有足够的信心推断家庭社会经济地位和中小学生睡眠不足的关系存在明显的性别差异。除此之外，表 2的结果也表明，相比于城市地区学校的学生，县城和农村的学生平均而言睡眠达标的概率比更大，而户口、家庭规模等社会人口学变量在本样本中没有显著的效应。综合来看，假设1和假设2b成立。
表 2 中小学生睡眠不足与父母受教育程度的logistic回归分析变量 模型1：全样本 模型2：女生 模型3：男生 父母受教育程度 0.421** 0.315 0.496* (0.159) (0.217) (0.208) 性别(参照组是女生) -0.083 (0.080) 年龄(岁) 0.214*** 0.226*** 0.205*** (0.025) (0.038) (0.033) 城市户口(参照组是农村) 0.019 0.004 0.024 (0.146) (0.209) (0.188) BMI 0.005 0.004 0.005 (0.011) (0.017) (0.014) 初中学段(参照组是小学学段) -0.856*** -0.801*** -0.899*** (0.151) (0.223) (0.200) 学校所在地(参照组是城市) 县城 -0.377* -0.524* -0.280 (0.153) (0.229) (0.199) 农村 -0.736*** -0.899*** -0.619*** (0.145) (0.214) (0.187) 重点班情况(参照组是不在重点班) 在重点班 0.192 0.243 0.164 (0.166) (0.233) (0.215) 所在学校没有区分 0.307** 0.220 0.390** (0.108) (0.156) (0.139) 寄宿(参照组是走读) -0.301** -0.435** -0.202 (0.114) (0.166) (0.150) 家庭规模 -0.001 0.039 -0.037 (0.023) (0.032) (0.031) 常数项 -0.826* -0.934+ -0.797+ (0.355) (0.525) (0.468) Pseudo R2 0.039 0.044 0.038 BIC 4 001.172 1 867.084 2 199.534 样本量 3 457 1 603 1 854 注：* * *p＜0.001, * *p＜0.01, * p＜0.05, + p＜0.1，括号内为聚类标准误。下同。 图 1和图 2分别展示了参加补习班和父母平均上床时间点对“父母受教育程度—睡眠不足”这一关系的中介作用。使用KHB分解法之后，参加补习班和父母平均上床时间点的间接效应均显著不为0，说明参加补习班和父母平均上床时间点都起到了显著的部分中介效应。而分样本的结果显示，这一中介效应只在男生中显著，在女生中不显著。具体来看，在全样本中，参加补习班的中介效应约占15.52%，父母平均上床时间点的中介效应约占15.57%。而在男生中，参加补习班和父母平均上床时间点的中介效应分为别20.59%和15.03%。由此，假设3和假设4得到验证。
表 3展示了替换被解释变量和核心解释变量的稳健性检验结果。在模型1中，本文将被解释变量替换为睡眠时长这一连续变量。可以看到，在控制了其他变量的影响后，和父母均没有大学本科及以上学历的孩子相比，父母至少有一方有大学本科及以上学历的中小学生的睡眠时长平均会减少0.126小时。这说明，中小学生的睡眠时长和父母的受教育程度存在比较稳健的负相关关系。
表 3 稳健性检验：不同家庭社会经济地位指标对孩子睡眠指标的回归分析因变量：睡眠时长(连续变量) 因变量：睡眠不足(二分变量) 模型1 模型2 模型3 模型4 父母受教育程度 -0.126* (0.054) 父母平均受教育年限(年) 0.054*** (0.012) 家庭年收入对数(元) 0.089* (0.045) 父母平均职业声望 0.010* (0.004) 控制变量 控制 控制 控制 控制 Adj.R2 0.290 PseudoR2 0.042 0.038 0.039 BIC 3 987.937 4 005.755 3 694.288 样本量 3 457 3 457 3 457 3 214 因为父母受教育程度可能只衡量了家庭社会经济地位的一个侧面，本研究在模型2—4中展示了父母平均受教育年限、家庭年收入、父母平均职业声望等其他家庭社会经济地位指标和中小学生睡眠不足的关系。可以看到，各种指标均表明，家庭的社会经济地位越高，中小学生睡眠不足的可能性越大。综合来看，基本可以说明主分析的结果是稳健的。
五. 讨论与结论
我国中小学生的睡眠情况不容乐观，而过往研究对于影响中小学生睡眠的社会性因素的考量尚不充分。本文对家庭社会经济地位和中小学生睡眠不足的关系进行了分析，并进一步探究了参加补习班和家长作息这两个因素的中介效应。本研究发现，在控制其他因素的影响后，家庭社会经济地位高的中小学生，睡眠不足的风险更高。在这一关系中，参加补习班和家长作息都发挥了显著的中介作用。
首先，较高的家庭社会经济地位和中小学生更高的睡眠不足风险存在正相关。这个结论往往见于西方的少数族裔群体和发展中国家。例如，一项对美国墨西哥裔青少年的研究发现，较高的父母受教育水平和较短的孩子夜间睡眠时长相关[73]。而在土耳其，随着家庭社会经济地位的提高，小学生的睡眠时长更短，醒来的时间点也会更早[22]。另外，跨文化研究也发现，在亚洲国家，母亲受教育程度较高和孩子的睡眠不佳有显著的正向关系，但这种效应在澳大利亚、欧洲和北美群体中都不显著[74]。与之类似的是，一项在香港的研究调查了4 470个有在读小学生的双亲家庭，结果发现，较高家庭社会经济地位的孩子和较低家庭社会经济地位的孩子相比，睡眠时长显著更短[21]。这提示我们，家庭社会经济地位和孩子睡眠的关系可能存在比较强的文化异质性。在考虑儿童青少年的睡眠状况时，应当对社会文化作出更细致的考量。
其次，家庭社会经济地位对中小学生睡眠不足的影响不存在显著的性别差异。这可能是因为中国社会的传统教育观念已经发生变化，社会对男孩和女孩的教育期望趋于一致[29]。对于高社会经济地位家庭的中小学生来说，无论性别，他们面对的学业和课外活动的要求更高，也面临相似的学业压力和时间安排问题，这都可能导致他们普遍睡眠不足[27]。
再次，参加补习班是在家庭社会经济地位和中小学生睡眠关联中发挥作用的中介因素。赵青矣和吴英发的研究指出，参加补习班在父母的教育期待和孩子的睡眠情况之间发挥了中介作用[11]，本文将这一结论拓展至家庭社会经济地位因素。具体而言，在教育资源稀缺、教育竞争压力大的背景下，处于优势地位家庭的孩子可能会获得更多、更优质的课外补习机会[75]，而课外补习则可能通过直接挤压睡眠时间[41, 44]、间接增加心理压力[11, 76-77]等路径影响睡眠。
最后，父母的作息也在家庭社会经济地位和中小学生睡眠的关联中起中介作用。过往研究指出，家庭混乱[12]、住房条件[13]和睡前思虑[14]都是家庭社会经济地位影响青少年睡眠的重要途径。这些研究的样本都来自发达国家，而且也都发现低社会经济地位和不利的睡眠环境相关，进而对青少年的睡眠有负向影响。但本研究发现，较高社会经济地位的父母，其作息反而可能较晚，从而导致其子女睡眠不足的风险更高。这一发现进一步强调了家庭中睡眠具有文化情境的异质性。在中国，父母的社会经济地位可能并不是睡眠健康的保护性因素；相反，睡眠在诸多生活事项中可能因优先级更低而面临被牺牲的风险。
本研究还存在一定的局限。其一，研究所使用的中小学生睡眠数据是家长汇报的，而父母往往会高估孩子的睡眠时长，从而影响估计的准确性[78-79]。其二，限于数据的可得性，本文只关注了睡眠时长这一个睡眠指标，而无法考虑睡眠的其他重要维度(如睡眠效率、入睡潜伏期)。其三，家庭的物理环境也是影响儿童青少年睡眠的重要因素[13]，但由于CFPS中有关家庭环境的变量不多，本研究仅控制了家庭规模这一个变量。
未来的研究方向可以参考以下三点。其一，通过体动仪、多导睡眠图测量的客观睡眠数据进一步提高研究的严谨性和准确性。其二，本文数据的收集时间是“双减”政策出台以前，“双减”之后，中小学生的睡眠情况可能发生了重大变化，有待进一步的研究和探索。其三，有关家庭社会经济地位和中小学生睡眠的关系可能存在比较强的文化差异性，对于亚洲不同社会的对比研究，或者中西方的跨国研究可能会进一步揭示文化因素在家庭和孩子睡眠中扮演的角色。以上三方面，都将增进我们对于影响儿童青少年睡眠因素的理解，从而有助于制定更加科学、有针对性的干预政策。
① 当父母双方的数据均存在时，计算两者的平均值作为家庭的受教育水平；当仅有父亲或母亲的数据存在时，直接使用父亲或母亲的数据作为家庭的受教育水平。其他家庭层面的变量，包括父母的平均职业声望指数和父母平均上床时间点，也基于该原则进行计算。
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表 1 描述性统计结果(N=3 457)
变量 均值/频数 标准差/百分比 最小值 最大值 孩子睡眠时长(小时) 9.00 0.94 6.50 11.00 父母平均上床时间点① 22.25 0.90 20.00 24.00 孩子年龄(岁) 10.86 2.50 5 16 孩子BMI 18.07 3.91 11.20 31.30 父母平均受教育年限(年) 8.09 3.94 0 19 家庭年收入对数(元) 11.05 0.95 0 15.21 父母平均职业声望② 34.78 12.49 20 88 家庭规模(人/户) 5.21 1.93 2 15 睡眠不足③ 否 944 27.31 是 2 513 72.69 父母至少有一方有大学及以上学历 否 2 989 86.46 是 468 13.54 性别 女 1 603 46.37 男 1 854 53.63 户籍类型 农村户口 2 809 81.26 非农户口 648 18.74 学段 小学 2 554 73.88 初中 903 26.12 学校所在地 城市 685 19.81 县城 743 21.49 农村 2 029 58.69 重点班情况 不在重点班 695 20.1 在重点班 326 9.43 所在学校没有区分 2 436 70.47 住校 否 2 740 79.26 是 717 20.74 是否参与课外补习 否 2 719 78.65 是 738 21.35 注：①父母平均上床时间点有部分值超过24点，最晚为次日凌晨3点。对于这部分值，在实际操作中做了+24的处理。②父母平均职业声望有部分缺失值，样本量为3 214。③睡眠不足的标准因学段而异。对于小学生来说，睡眠不足10小时记为睡眠不足；对于初中来说，睡眠不足9小时记为睡眠不足。 
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表 2 中小学生睡眠不足与父母受教育程度的logistic回归分析
变量 模型1：全样本 模型2：女生 模型3：男生 父母受教育程度 0.421** 0.315 0.496* (0.159) (0.217) (0.208) 性别(参照组是女生) -0.083 (0.080) 年龄(岁) 0.214*** 0.226*** 0.205*** (0.025) (0.038) (0.033) 城市户口(参照组是农村) 0.019 0.004 0.024 (0.146) (0.209) (0.188) BMI 0.005 0.004 0.005 (0.011) (0.017) (0.014) 初中学段(参照组是小学学段) -0.856*** -0.801*** -0.899*** (0.151) (0.223) (0.200) 学校所在地(参照组是城市) 县城 -0.377* -0.524* -0.280 (0.153) (0.229) (0.199) 农村 -0.736*** -0.899*** -0.619*** (0.145) (0.214) (0.187) 重点班情况(参照组是不在重点班) 在重点班 0.192 0.243 0.164 (0.166) (0.233) (0.215) 所在学校没有区分 0.307** 0.220 0.390** (0.108) (0.156) (0.139) 寄宿(参照组是走读) -0.301** -0.435** -0.202 (0.114) (0.166) (0.150) 家庭规模 -0.001 0.039 -0.037 (0.023) (0.032) (0.031) 常数项 -0.826* -0.934+ -0.797+ (0.355) (0.525) (0.468) Pseudo R2 0.039 0.044 0.038 BIC 4 001.172 1 867.084 2 199.534 样本量 3 457 1 603 1 854 注：* * *p＜0.001, * *p＜0.01, * p＜0.05, + p＜0.1，括号内为聚类标准误。下同。
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表 3 稳健性检验：不同家庭社会经济地位指标对孩子睡眠指标的回归分析
因变量：睡眠时长(连续变量) 因变量：睡眠不足(二分变量) 模型1 模型2 模型3 模型4 父母受教育程度 -0.126* (0.054) 父母平均受教育年限(年) 0.054*** (0.012) 家庭年收入对数(元) 0.089* (0.045) 父母平均职业声望 0.010* (0.004) 控制变量 控制 控制 控制 控制 Adj.R2 0.290 PseudoR2 0.042 0.038 0.039 BIC 3 987.937 4 005.755 3 694.288 样本量 3 457 3 457 3 457 3 214
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