Effects of Napping Patterns on Nighttime Sleep Quality and Daytime Functioning in Different Regions
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摘要:
深入考察中国各地区人群的午睡模式，以及不同地区人群的午睡模式对其夜晚睡眠质量和日间功能的影响。通过线上问卷调查，纳入了来自31个省份共3 320个有效样本。结果显示，各地区保持午睡习惯的人群比例普遍较高，其中华南、西南等南方地区有午睡习惯的人群比例相对较高，而东北、华北地区有午睡习惯的人群比例则相对较低。此外，稳定的午睡习惯对于改善日间功能和夜晚睡眠质量的主观感受有显著作用，但过长的午睡时间可能会导致夜晚睡眠质量下降。同时，午睡的起始时间对个体的日间功能存在显著预测作用，个体在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始午睡，其日间功能感受最佳。研究结果不仅为个体合理安排午睡提供了建议，也为加强社会对午睡的重视提供了支持。
Abstract:The current study investigated the napping patterns and the effects of napping on nighttime sleep quality and daytime functioning in different regions of China. A total of 3, 320 samples from 31 provinces, municipalities, and autonomous regions were included through an online survey. The results showed that the proportion of the population who have napping habits was commonly high in each region, with a higher proportion in Southern China and Southwestern China, and a relatively lower proportion in Northeastern and Northern China. In addition, stable napping habits contributed significantly to improving subjective daytime functioning and nighttime sleep quality. However, an excessively long nap might lead to a decrease in nighttime sleep quality. Furthermore, the onset time of napping significantly predicted individuals' daytime functioning, and individuals who started napping between 13:00 and 14:00 reported their best performance during daytime. The present findings not only suggest rationalizing individuals' nap schedules but also provide evidence to further pay more attention to napping.
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Keywords:
- nap /
- nighttime sleep quality /
- daytime functioning
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一. 引言
睡眠是占据个体生命约三分之一时长的重要部分，对个体的生理、心理健康以及整体生活质量具有深远影响。流行病学的研究表明，睡眠不足是导致肥胖、2型糖尿病、心血管疾病和意外事故的重要风险因素之一[1-4]。实验室研究同样揭示了睡眠不足在免疫、内分泌以及血管功能障碍方面的负面影响[5-9]。《中国睡眠研究报告2024》显示，与2022年相比，2023年中国国民在主观睡眠质量、睡眠潜伏期、睡眠紊乱以及白天功能紊乱方面得分更高，这反映了当前被调查个体相对较差的夜间睡眠质量以及日间行为表现。睡眠缺失受到多种因素的影响，其中倒班制的工作时间安排、较长的通勤时间以及电子产品和互联网的过度使用是导致睡眠时间减少的直接原因[10-12]。在这一背景下，午睡作为一种有效的方式逐渐被提倡，以抵消夜间睡眠不足带来的负面影响。研究发现，合理的午睡可以降低血压和心率，以及减少肾上腺素等激素的释放，从而有助于改善个体的心血管健康[13]。值得注意的是，这种有益的长期影响可能仅体现在习惯性午睡者中(即每周规律地进行多次午睡)[13]。因此，对习惯性和非习惯性午睡者进行区分更有利于探讨午睡的潜在影响。
以往研究在探讨午睡对个体产生的影响时还考虑了多种午睡模式，如午睡的起始时间点、午睡的持续时间和午睡的频率等[14-17]。一项早期的研究表明，30分钟的午睡对夜晚睡眠有改善作用，主要体现在睡眠效率的提高和入睡后觉醒次数的减少[18]。然而，一项针对健康成人被试(平均年龄23.8±3.8岁)的研究表明，每日平均进行28分钟的午睡并不会对当日的夜间睡眠产生影响[19]。而较长的午睡则通常被认为会导致个体更长的夜晚睡眠潜伏期以及更差的睡眠质量[13]。上述研究结果表明，午睡对夜晚睡眠质量的影响存在不一致性，且会受到午睡时长的调节；从午睡的时间点来看，个体进行午睡的时间点越晚，当晚入睡的时间越晚，睡眠质量越差[16, 20]。综上，本研究将有无午睡习惯、午睡时长、午睡时间点以及午睡频率纳入考察范围，探究不同午睡模式对夜晚睡眠质量的影响。
除了影响夜晚睡眠质量之外，不同午睡模式对个体午后行为表现的影响也存在差异。日间功能作为衡量个体生活质量的重要指标之一，涵盖了觉醒程度、情绪、注意力、警觉性等多个方面[21]。在现代社会，良好的业绩和稳定的情绪是个体获得职业成功的关键要素。然而，长时间的工作和不充足的睡眠易使人们感到困倦和精力不济。彭雨笛等的研究结果表明，个体的认知功能在下午(13 ∶ 00—15 ∶ 00)表现出下降的趋势[22]，而午睡有助于恢复因睡眠压力累积而降低的警觉性[23-24]，改善认知表现，缓解疲劳感[25]，降低精神压力水平[26]，提升情绪稳定性[27]，促进学习和记忆巩固[28-29]。然而，不同的午睡模式对日间功能的影响可能存在差异。睡眠惰性通常被定义为小睡超过30分钟后认知表现存在短暂下降的情况[30-31]，这表明过长的午睡可能导致醒后出现睡眠惰性，从而引发个体日间行为表现变差。因此，本研究进一步考察不同午睡模式对日间功能的影响，尝试探讨对日间功能更有益的午睡模式。
由于地域、气候环境、文化传统以及生活方式的多样性，我国不同地区的午睡模式存在较大差异。郑棒等发现，在炎热的南方地区(如广东、福建等)，人们通常在一年四季均有较为普遍的午睡习惯，而北方地区的人们保持午睡习惯的比例则相对较低[32]。综上所述，本研究将我国不同地区的午睡模式也纳入研究范围，深入探究午睡模式对夜间睡眠质量和日间行为表现的影响。具体来讲，本文将探究午睡习惯、午睡时长、午睡时间点和午睡频率对夜间睡眠质量和个体在下午整体表现(包括情绪、动力、注意力三个维度)的影响，并考虑地区差异的潜在作用，尝试更为全面地探究午睡对个体身心健康的作用，以期满足不同地区居民的睡眠健康需求，并为不同地区居民的规律生活提供个性化的建议。
二. 研究方法
一 研究对象
本研究通过线上问卷进行数据收集，样本来自除港澳台以外的31个省份，有效样本量为3 320，平均年龄为26.80±9.64岁。本研究已通过华南师范大学心理学院的科研伦理审查。样本特征见表 1。
表 1 样本特征(N=3 320)变量 N(人) 占比(%) 性别 男 1 604 48.31 女 1 716 51.69 年龄 20岁及以下 785 23.64 21—30岁 1 829 55.09 31—40岁 346 10.42 41—50岁 231 6.96 51—60岁 109 3.28 60岁以上 20 0.60 常住地区 东北地区 158 4.76 华北地区 331 9.97 华中地区 292 8.80 华南地区 1 251 37.68 华东地区 707 21.30 西北地区 256 7.71 西南地区 325 9.79 受教育程度 初中及以下 67 2.02 中专、技校、职高、高中 335 10.09 大学专科 678 20.42 大学本科 1 592 47.95 研究生及以上 648 19.52 身体健康状况 非常不健康 28 0.84 不健康 129 3.89 中等 875 26.36 健康 1 796 54.10 非常健康 492 14.82 婚姻状况 未婚 2 365 71.23 初婚有配偶 822 24.76 再婚有配偶 72 2.17 离婚 46 1.39 丧偶 15 0.45 个人月收入 1 000元及以下 1 060 31.93 1 000—3 000元 942 28.37 3 000—7 000元 864 26.02 7 000—1.5万元 344 10.36 1.5万以上 110 3.31 主观社会阶层 下层 460 13.86 中下层 1 075 32.38 中层 1 455 43.83 中上层 303 9.13 上层 27 0.81 二 研究工具
1 午睡模式
本研究通过“您是否有午睡习惯”这一问题确认被调查者的午睡习惯。对于自述有午睡习惯的被调查者，本问卷通过下述三个问题考查其午睡模式：“近1个月，每周平均午睡几次”，“近1个月，每天平均午睡时长(单位：分钟)”，“近1个月，您午睡的起始时间点大约为”。此外，本研究询问了被调查者对于午睡必要性的态度(即“是否认为有必要进行午睡”)，以及被调查者在工作日和休息日是否有机会进行午睡。
2 日间功能自评
本研究要求被调查者在情绪、动力、注意力三个维度对过去1个月的日间功能进行主观评分，情绪维度的题目选自沃里克-爱丁堡积极心理健康量表(Warwick-Edinburgh Mental Well-being Scale，WEM-WBS)的中文版[33]，动力和注意力维度的题目选自个人疲劳强度问卷(Checklist Individual Strength，CIS)的中文版[34]。三个维度的题目分别如下：“我感到心情愉悦”“我感到很有活力”“我做事时能很好地集中精力”。要求被调查者对每道题在7点量表中做出选择，1=非常不同意，2=比较不同意，3=有点不同意，4=不确定，5=有点同意，6=比较同意，7=非常同意。对7个选项分别赋值1—7，三道题的总分越高表示被调查者主观感受的日间功能越好。
3 夜晚睡眠质量自评
本研究选取匹兹堡睡眠质量指数量表(Pittsburgh Sleep Quality Index，PSQI)中的部分维度进行夜晚睡眠质量评分，要求被调查者在4点量表中做出选择。题目如下：“近1个月，总的来说，您认为自己的睡眠质量如何”，1=很差，2=较差，3=较好，4=很好；“近1个月，夜间睡眠时长(单位：小时)”，在“＜5”“5—6”“6—7”“>7”中做出选择；“近1个月，从上床到入睡通常需要多久(单位：分钟)”，在“≥60”“30—60”“16—30”“≤15”中做出选择；“近1个月，夜间易醒或早醒的频率”，在“≥3次/周”“1—2次/周”“＜1次/周”“无”中做出选择。对4个选项分别赋值1—4，将四道题的得分相加得到夜晚睡眠质量总分，得分越高表明睡眠质量越好。
三 数据处理
本研究采用SPSS 21.0进行数据分析。采用描述性统计对不同地区被调查者的午睡模式现状进行分析；通过两因素方差分析探究不同常住地区和午睡模式下被调查者的夜晚睡眠质量和日间功能的差异，并使用Bonferroni法对事后多重比较的结果进行矫正；采用分层回归分析探究在考虑人口学因素的情况下，午睡模式对夜间睡眠质量和日间功能的预测作用。本研究的最低显著性水平为p＜0.05。
三. 研究结果
一 午睡模式总体现状
在本调查采集的3 320个有效样本中，午睡模式的总体现状如表 2所示。其中，自述有午睡习惯的被调查者共2 521名，占全部被调查者的75.93%。在有午睡习惯的被调查者中，三种午睡模式(每周平均午睡次数、每天平均午睡时长、午睡的起始时间点)的分布比例见表 2。
表 2 午睡模式现状变量 N(人) 占比(%) 是否认为有必要进行午睡 是 2 954 88.98 否 366 11.02 在工作日是否有机会进行午睡 是 2 594 78.13 否 726 21.87 在休息日是否有机会进行午睡 是 2 825 85.09 否 495 14.91 是否有午睡习惯 有 2 521 75.93 无 799 24.07 自述有午睡习惯的被调查者 每周平均午睡次数 1—2次 307 12.18 3—4次 993 39.39 5—7次 1 221 48.43 每天平均午睡时长 少于20分钟 288 11.42 20—45分钟 1 429 56.68 45—60分钟 523 20.75 60分钟以上 281 11.15 午睡的起始时间点 12∶00—13∶00 1 033 40.98 13∶00—14∶00 1 348 53.47 14∶00—15∶00 140 5.55 二 各地区的午睡模式现状
在有无午睡习惯的占比上，西南和华南地区有午睡习惯的被调查者比例最大(分别为80.92%和79.54%)；东北和华北地区有午睡习惯的被调查者比例最小(分别为63.29%和70.09%)。详见图 1A。在自述有午睡习惯的被调查者中，华南地区每周平均午睡5—7次的被调查者在各地区中占比最大(52.96%)；东北地区每周平均午睡1—2次的被调查者在各地区中占比最大(18.00%)。详见图 1B。从午睡时长来看，各地区每天平均午睡20—45分钟的被调查者占比约为50%，20分钟以内或60分钟以上的午睡时长在各地区中占比最小。详见图 1C。从午睡的起始时间点来看，东北地区的被调查者在12 ∶ 00—13 ∶ 00开始午睡的占比最大(67.00%)，华南地区的被调查者在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始午睡的比例最大(62.71%)，西北地区的被调查者在14 ∶ 00—15 ∶ 00进行午睡的比例在各地区中最大(21.24%)。详见图 1D。
三 不同午睡模式下，各地区被调查者的夜晚睡眠质量差异
1 差异性检验的结果
本研究对各地区不同午睡模式的被调查者在夜晚睡眠质量上的自评总分进行两因素方差分析。
有无午睡习惯和常住地区的两因素方差分析结果显示，有无午睡习惯对夜晚睡眠质量的主效应显著(F(1，3 306)=20.48，p＜0.001)，有午睡习惯的被调查者夜晚睡眠质量的自评总分显著高于没有午睡习惯的被调查者(p＜0.001)。常住地区对夜晚睡眠质量的主效应显著(F(6，3 306)=4.42，p＜0.001)，华东地区的被调查者的夜晚睡眠质量自评总分显著高于华中地区(p=0.009)、华南地区的被调查者(p＜0.001)。常住地区和午睡习惯的交互作用不显著(F(6，3 306)=1.44，p=0.196)。详见图 2A。
午睡次数和常住地区的两因素方差分析结果显示，午睡次数和常住地区的交互作用显著(F(12，2 500)=3.14，p＜0.001)。事后比较结果发现，在华北、华中、华东以及西北地区，每周平均午睡次数不同的被调查者夜晚睡眠质量的自评总分不存在显著差异；在东北地区，每周平均午睡5—7次的被调查者的睡眠质量自评总分显著高于午睡1—2次的被调查者(p=0.044)；在华南、西南地区，每周平均午睡5—7次的被调查者的睡眠质量自评总分显著高于午睡3—4次的被调查者(华南：p＜0.001，西南：p=0.006)。详见图 2B。
午睡时长和常住地区的两因素方差分析结果显示，午睡时长和常住地区的交互作用显著(F(18，2 493)=1.81，p=0.019)。事后比较结果发现，在华北地区，每天平均午睡时长少于20分钟的被调查者的夜晚睡眠质量自评总分显著高于午睡时长超过60分钟的被调查者(p=0.039)；华南地区每天平均午睡20—45分钟的被调查者的夜晚睡眠质量自评总分显著高于午睡45—60分钟的被调查者(p＜0.001)；而其他地区的被调查者每天平均午睡时长对夜晚睡眠质量自评总分不存在显著影响。详见图 2C。
午睡的起始时间点与常住地区的两因素方差分析结果显示，午睡的起始时间点对夜晚睡眠质量的主效应不显著(F(2，2 500)=1.62，p=0.199)，常住地区对夜晚睡眠质量的主效应不显著(F(6，2 500)=1.13，p=0.342)，午睡的起始时间点和常住地区的交互作用不显著(F(12，2 500)=0.92，p=0.527)。详见图 2D。
2 午睡模式对夜晚睡眠质量自评总分的回归分析结果
本研究控制了性别、年龄、常住地区、受教育程度、身体健康状况、婚姻状况、个人月收入和主观社会阶层等人口学变量，分析不同午睡模式对夜晚睡眠质量自评总分的影响。本研究以上述人口学变量为控制变量，以三种午睡模式(每周平均午睡次数、每天平均午睡时长和午睡的起始时间点)为自变量，以夜晚睡眠质量自评总分为因变量，进行分层回归分析。具体操作为：第一层纳入性别、年龄、常住地区、受教育程度、身体健康状况、婚姻状况、个人月收入和主观社会阶层作为控制变量，以男性、华中地区、未婚作为性别、常住地区和婚姻状况的参照组；第二层纳入每周平均午睡次数、每天平均午睡时长和午睡的起始时间点为自变量，以在13 ∶ 00—14 ∶ 00进行午睡作为午睡起始时间点的参照组。每层变量采用全部进入的方式，结果如表 3所示。
表 3 午睡模式对夜晚睡眠质量自评总分的回归分析结果变量 模型1 模型2 β p β p 性别(男=0) 女 0.044 0.623 0.049 0.585 年龄 -0.102 0.080 -0.129 0.027 常住地区(华中地区=0) 东北地区 0.049 0.848 0.068 0.790 华北地区 0.170 0.392 0.193 0.330 华南地区 -0.311 0.048 -0.332 0.033 华东地区 0.165 0.334 0.165 0.331 西北地区 -0.112 0.594 -0.059 0.779 西南地区 -0.414 0.033 -0.387 0.045 受教育程度 0.024 0.586 0.024 0.577 身体健康状况 0.646 ＜0.001 0.644 ＜0.001 婚姻状况(未婚=0) 初婚有配偶 -0.567 ＜0.001 -0.521 ＜0.001 再婚有配偶 0.148 0.628 0.012 0.969 离婚 -0.356 0.381 -0.237 0.557 丧偶 -0.790 0.303 -0.752 0.324 个人月收入 -0.071 0.169 -0.069 0.177 主观社会阶层 0.242 ＜0.001 0.256 ＜0.001 每周平均午睡次数 0.394 ＜0.001 每天平均午睡时长 -0.158 0.003 午睡的起始时间点(13∶00—14∶00=0) 12∶00—13∶00 0.052 0.577 14∶00—15∶00 -0.060 0.758 R2 0.094 0.110 调整后R2 0.088 0.102 F 16.202*** 15.382*** ΔR2 0.094 0.016 ΔF 16.202*** 11.059*** 注：* * *p＜0.001，下同。 最终模型(模型2)纳入全部变量，累计解释10.96%的变异量，具有统计学意义。仅放入人口学变量(模型1)时，累计解释夜晚睡眠质量9.38%的变异量，具有统计学意义。增加三种午睡模式后，R2值增加0.016，具有统计学意义。控制人口学变量的结果表明，随着每周平均午睡次数的增加，夜晚睡眠质量自评总分表现出显著的上升趋势；而随着每天平均午睡时长的增加，夜晚睡眠质量自评总分有显著的下降趋势。
四 不同午睡模式下，各地区被调查者的日间功能差异
1 差异性检验的结果
有无午睡习惯和常住地区的两因素方差分析结果显示，两者的交互作用显著(F(6，3 306)=10.88，p＜0.001)。事后比较结果发现，在有午睡习惯的被调查者中，华南(p＜0.001)和西北地区(p=0.009)的被调查者日间功能的自评总分显著低于华北地区的被调查者。而在没有午睡习惯的被调查者中，华南地区的被调查者日间功能自评总分均显著低于其他地区(p＜0.001)。在全部七个地区，有午睡习惯的被调查者的日间功能自评总分均显著高于没有午睡习惯的被调查者(p＜0.001)。详见图 3A。
在各地区有午睡习惯的被调查者中，午睡次数和常住地区的交互作用显著(F(12，2 500)=1.89，p=0.032)。事后比较结果发现，华南地区每周平均午睡5—7次的被调查者的日间功能自评总分显著高于午睡1—2次和3—4次的被调查者(p＜0.001)；华东地区每周平均午睡1—2次的被调查者的日间功能自评总分显著低于午睡5—7次(p=0.003)和3—4次(p=0.004)的被调查者；而对于东北、华北、华中、西北以及西南地区的被调查者，每周平均午睡次数对日间功能自评总分不存在显著影响。详见图 3B。
午睡时长和常住地区的两因素方差分析结果表明，平均午睡时长对日间功能自评总分不存在显著影响(p=0.508)，常住地区对日间功能自评总分的主效应显著(F(6，2 493)=3.08，p=0.005)，华北地区的被调查者的日间功能自评总分显著高于华南(p=0.009)和西北地区(p=0.01)。详见图 3C。
午睡的起始时间点与常住地区的两因素方差分析结果显示，两者的交互作用显著(F(12，2 500)=3.02，p＜0.001)。事后比较结果发现，华中和东北地区在14 ∶ 00—15 ∶ 00开始午睡的被调查者的日间功能自评总分显著低于在12 ∶ 00—13 ∶ 00(华中：p=0.037，东北：p＜0.001)和13 ∶ 00—14 ∶ 00(华中：p=0.014，东北：p=0.027)两个时段开始午睡的被调查者；西北和华南地区在12 ∶ 00—13 ∶ 00开始午睡的被调查者的日间功能自评总分显著低于在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始午睡的被调查者(西北：p=0.041，华南：p=0.013)；华东地区在14 ∶ 00—15 ∶ 00开始午睡的被调查者的日间功能自评总分显著低于在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始进行午睡的被调查者(p=0.019)。详见图 3D。
2 午睡模式对日间功能自评总分的回归分析结果
以上述人口学变量为控制变量，以三种午睡模式(每周平均午睡次数、每天平均午睡时长和午睡的起始时间点)为自变量，以日间功能自评总分为因变量，进行分层回归分析，结果如表 4所示。
表 4 午睡模式对日间功能自评总分的回归分析结果变量 模型1 模型2 β p β p 性别(男=0) 女 0.074 0.587 0.066 0.627 年龄 0.643 ＜0.001 0.592 ＜0.001 常住地区(华中地区=0) 东北地区 -0.302 0.440 -0.131 0.737 华北地区 0.276 0.365 0.367 0.225 华南地区 -0.524 0.030 -0.588 0.014 华东地区 0.050 0.847 0.111 0.671 西北地区 -0.353 0.274 -0.155 0.630 西南地区 -0.129 0.664 -0.083 0.778 受教育程度 0.297 ＜0.001 0.278 ＜0.001 身体健康状况 0.903 ＜0.001 0.900 ＜0.001 婚姻状况(未婚=0) 初婚有配偶 -0.360 0.087 -0.273 0.190 再婚有配偶 0.257 0.584 0.105 0.821 离婚 -0.720 0.248 -0.557 0.367 丧偶 0.532 0.651 0.565 0.628 个人月收入 -0.030 0.699 -0.016 0.840 主观社会阶层 0.099 0.221 0.133 0.096 每周平均午睡次数 0.641 ＜0.001 每天平均午睡时长 -0.091 0.259 午睡的起始时间点(13∶00—14∶00=0) 12∶00—13∶00 -0.292 0.039 14∶00—15∶00 -0.910 0.002 R2 0.086 0.107 调整后R2 0.080 0.100 F 14.733*** 15.011*** ΔR2 0.086 0.021 ΔF 14.733*** 14.822*** 最终模型(模型2)纳入全部变量，累计解释10.72%的变异量，具有统计学意义。仅放入人口学变量(模型1)时，累计解释日间功能8.60%的变异量，具有统计学意义。增加三种午睡模式后，R2值增加0.021，具有统计学意义。控制人口学变量后的结果表明，随着每周平均午睡次数的增加，被调查者的日间功能自评总分表现出显著的上升趋势；相对于在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始午睡，在其余两个时间点开始午睡的被调查者的日间功能自评总分均有显著下降的趋势。
四. 讨论
本研究通过线上问卷考察了不同地区人群的午睡模式，并进一步探究了不同午睡模式对个体夜晚睡眠质量和日间功能主观感受的影响，以及地区差异在其中的潜在作用。结果发现，各地区有午睡习惯的被调查者占比均在60%以上，其中华南、西南地区有午睡习惯的人群比例较高，东北、西北地区则相对较低；稳定的午睡习惯有助于提高日间功能和夜晚睡眠质量，但随着午睡时长增加，夜晚睡眠质量自评总分有显著的下降趋势；在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始进行午睡的个体的日间功能主观感受最佳。
一 各地区午睡模式的差异性和相似性
一方面，我国各地区的被调查者有午睡习惯的比例大体上一致，即保持午睡习惯的被调查者占比均在60%以上。另一方面，我国不同地区气候差异较大，因此各地区的午睡模式也存在差异性。具体来讲，与北方地区相比，南方地区(如华南、西南)有午睡习惯的被调查者比例较高，南方地区相对炎热的气候条件可能是造成这一结果的主要因素之一。有研究表明，个体在相对炎热的气候条件下会更多地进行午睡[35]。这可能是气温的升高加快了机体的新陈代谢[36]，从而易导致疲劳感的产生[37]。因此，合理的午睡有助于个体缓解疲劳，提高下午的工作效率，尤其是在夏季和气候相对炎热的南方地区。东北、华北地区没有午睡习惯的被调查者比例相对高于其他地区，这两个地区没有午睡习惯的被调查者在夜晚睡眠质量和日间功能的自评得分上也低于有午睡习惯的人群。因此，北方地区的人群在条件允许的情况下建议进行午睡，以达到更好的夜晚睡眠质量和日间表现。
从每周平均午睡次数和每天平均午睡时长来看，各地区选择不同午睡模式的被调查者的比例较为相似。而在午睡的起始时间点上，各地区表现出较大的差异性。具体来讲，南方地区(华南、西南)的被调查者多数(60%以上)在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始午睡，而东北地区的被调查者多数(67.00%)在12 ∶ 00—13 ∶ 00开始午睡。这一时间差异也反映在南北方的学习和工作时间安排上，即相较于华南地区，东北地区在下午进行工作和学习的开始时间更早。由于西北地区的当地时间比北京时间晚1—2小时，该地区的被调查者在14 ∶ 00—15 ∶ 00开始午睡的比例在七个地区中最高，因此，日照时间后移是西北地区的被调查者午睡起始时间较晚的因素之一。
二 各地区午睡行为的普遍存在与午睡条件的相对不足
在本调查中，88.98%的被调查者表示有必要进行午睡，但在工作日有机会进行午睡的被调查者仅占全部被调查者的78.13%，仅75.93%的被调查者表示有午睡习惯。这一数据既反映了午睡在我国较为常见，也表明当前仍有部分被调查者面临午睡条件不足的问题。以往研究结果表明，适度的午睡有助于改善认知功能、增强记忆巩固以及降低心血管疾病的风险等[38-40]。因此，午睡可以作为应对睡眠缺失以及工作时间过长的实用且高效的策略。然而，当前快速的城市化、较大的工作压力和快节奏的生活方式可能会妨碍人们进行午睡，环境因素如噪声、光线和社交活动也可能干扰午睡。这些问题的改善需要社会环境和科学研究的进一步努力，如企业允许员工在需要时进行午睡或为员工提供公共休息区；科研工作者通过实验探究午睡的益处，从而帮助人们认识合理午睡的重要性，共同促进健康和高效的生活方式。值得注意的是，高效进行午睡的能力存在个体差异，即个体是否可以在有限时间内实现较短的睡眠潜伏期和较高的睡眠连续性[13]。因此，在睡眠研究的基础上开发智能睡眠设备和应用，帮助人们更科学有效地进行午睡十分重要。有研究基于大脑脑电活动开发了外部刺激技术(如经颅磁刺激技术以及与大脑活动同步的听觉刺激施加技术)，有助于个体产生慢波或增强慢波活动，从而增强睡眠在个体行为表现上产生的效益[41-43]。未来需要更多的研究来量化这些技术产生的效应，特别是关注长期使用对个体午睡以及午睡后行为表现的影响，以便进一步针对午睡提供具有实用价值的建议。
三 不同午睡模式对夜晚睡眠质量和日间功能的影响
本调查结果表明，对于各地区有午睡习惯的被调查者，其在下午的日间功能自评总分和夜晚睡眠质量自评总分显著高于没有午睡习惯的被调查者。这一结果与以往研究发现一致，即午睡有助于减轻上午累积的疲劳感，提高警觉性和注意力水平[24]，改善认知功能表现[44]。回归分析结果表明，随着每周平均午睡次数增加，夜晚睡眠质量和日间功能自评总分有显著上升的趋势，这一结果进一步反映了稳定的午睡行为对提高夜晚睡眠质量和日间功能的积极作用。但需要注意的是，过长的午睡会对夜晚睡眠质量产生一定的负面影响[45]。回归分析结果表明，随着午睡时长增加，夜晚睡眠质量自评总分有显著降低的趋势。根据睡眠调节的“双过程模型”，个体的嗜睡程度一方面受到与光照同步的昼夜节律过程的影响，另一方面也受到清醒过程中呈指数增长的稳态过程的影响[46]。然而，内稳态压力在睡眠过程中消散的速度比在清醒时积累的速度更快[47]。因此，较长时间的午睡可能因过度降低了睡眠压力而导致夜晚睡眠质量变差。另外，研究表明，午睡时间越长，老年群体罹患阿尔茨海默病的风险越高[48]；且追踪研究发现，长时间的午睡与老年人认知能力下降有关。与每天午睡时间少于30分钟相比，每天午睡时间超过120分钟的老年男性在12年内出现认知障碍的概率要高出66%[49]。综上所述，本研究建议人们在尝试通过午睡缓解疲劳和困倦感时，要避免较长的午睡时间对夜晚睡眠以及认知能力方面的不利影响。
四 研究局限与未来展望
本研究仍存在一定的局限，有待未来进一步探究。首先，尽管本研究通过线上平台采集了各省份、年龄段的样本数据，覆盖了较广泛的地区和人群，但仍然存在样本代表性不足的问题。考虑到网络调查可能偏向于年轻、熟悉互联网的人群，在一定程度上忽略了年龄较大或不常上网的人群，研究结果的普适性和代表性可能受到影响。其次，本研究使用的数据主要来自个体主观报告，包括午睡模式、夜晚睡眠质量以及日间表现等，因此可能存在自我报告偏差。未来的研究可以考虑整合多种数据来源，包括使用手环、活动记录仪等更为客观的工具，以及在实验室中进行睡眠监测，进一步提高数据的准确性和稳定性。最后，本研究是横断研究设计，难以确定午睡模式和夜间睡眠质量以及日间功能之间的因果关系。未来的研究可以使用行为实验设计以及认知神经科学的方法探索其可能的内在机制，从而更好地理解午睡对个体健康的影响。
五. 结论
本研究对不同地区人群的午睡模式进行考察，并探究了不同午睡模式对个体夜晚睡眠质量和日间功能的影响。研究发现，保持午睡习惯的人群比例在南方地区较高，在北方地区则相对较低；稳定的午睡习惯对于个体主观报告的夜晚睡眠质量和日间功能存在积极影响，但随着午睡时长增加，夜晚睡眠质量的自评得分有显著下降的趋势；在13 ∶ 00—14 ∶ 00开始进行午睡的个体的日间功能主观感受最佳。
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表 1 样本特征(N=3 320)
变量 N(人) 占比(%) 性别 男 1 604 48.31 女 1 716 51.69 年龄 20岁及以下 785 23.64 21—30岁 1 829 55.09 31—40岁 346 10.42 41—50岁 231 6.96 51—60岁 109 3.28 60岁以上 20 0.60 常住地区 东北地区 158 4.76 华北地区 331 9.97 华中地区 292 8.80 华南地区 1 251 37.68 华东地区 707 21.30 西北地区 256 7.71 西南地区 325 9.79 受教育程度 初中及以下 67 2.02 中专、技校、职高、高中 335 10.09 大学专科 678 20.42 大学本科 1 592 47.95 研究生及以上 648 19.52 身体健康状况 非常不健康 28 0.84 不健康 129 3.89 中等 875 26.36 健康 1 796 54.10 非常健康 492 14.82 婚姻状况 未婚 2 365 71.23 初婚有配偶 822 24.76 再婚有配偶 72 2.17 离婚 46 1.39 丧偶 15 0.45 个人月收入 1 000元及以下 1 060 31.93 1 000—3 000元 942 28.37 3 000—7 000元 864 26.02 7 000—1.5万元 344 10.36 1.5万以上 110 3.31 主观社会阶层 下层 460 13.86 中下层 1 075 32.38 中层 1 455 43.83 中上层 303 9.13 上层 27 0.81 
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表 2 午睡模式现状
变量 N(人) 占比(%) 是否认为有必要进行午睡 是 2 954 88.98 否 366 11.02 在工作日是否有机会进行午睡 是 2 594 78.13 否 726 21.87 在休息日是否有机会进行午睡 是 2 825 85.09 否 495 14.91 是否有午睡习惯 有 2 521 75.93 无 799 24.07 自述有午睡习惯的被调查者 每周平均午睡次数 1—2次 307 12.18 3—4次 993 39.39 5—7次 1 221 48.43 每天平均午睡时长 少于20分钟 288 11.42 20—45分钟 1 429 56.68 45—60分钟 523 20.75 60分钟以上 281 11.15 午睡的起始时间点 12∶00—13∶00 1 033 40.98 13∶00—14∶00 1 348 53.47 14∶00—15∶00 140 5.55
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表 3 午睡模式对夜晚睡眠质量自评总分的回归分析结果
变量 模型1 模型2 β p β p 性别(男=0) 女 0.044 0.623 0.049 0.585 年龄 -0.102 0.080 -0.129 0.027 常住地区(华中地区=0) 东北地区 0.049 0.848 0.068 0.790 华北地区 0.170 0.392 0.193 0.330 华南地区 -0.311 0.048 -0.332 0.033 华东地区 0.165 0.334 0.165 0.331 西北地区 -0.112 0.594 -0.059 0.779 西南地区 -0.414 0.033 -0.387 0.045 受教育程度 0.024 0.586 0.024 0.577 身体健康状况 0.646 ＜0.001 0.644 ＜0.001 婚姻状况(未婚=0) 初婚有配偶 -0.567 ＜0.001 -0.521 ＜0.001 再婚有配偶 0.148 0.628 0.012 0.969 离婚 -0.356 0.381 -0.237 0.557 丧偶 -0.790 0.303 -0.752 0.324 个人月收入 -0.071 0.169 -0.069 0.177 主观社会阶层 0.242 ＜0.001 0.256 ＜0.001 每周平均午睡次数 0.394 ＜0.001 每天平均午睡时长 -0.158 0.003 午睡的起始时间点(13∶00—14∶00=0) 12∶00—13∶00 0.052 0.577 14∶00—15∶00 -0.060 0.758 R2 0.094 0.110 调整后R2 0.088 0.102 F 16.202*** 15.382*** ΔR2 0.094 0.016 ΔF 16.202*** 11.059*** 注：* * *p＜0.001，下同。
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表 4 午睡模式对日间功能自评总分的回归分析结果
变量 模型1 模型2 β p β p 性别(男=0) 女 0.074 0.587 0.066 0.627 年龄 0.643 ＜0.001 0.592 ＜0.001 常住地区(华中地区=0) 东北地区 -0.302 0.440 -0.131 0.737 华北地区 0.276 0.365 0.367 0.225 华南地区 -0.524 0.030 -0.588 0.014 华东地区 0.050 0.847 0.111 0.671 西北地区 -0.353 0.274 -0.155 0.630 西南地区 -0.129 0.664 -0.083 0.778 受教育程度 0.297 ＜0.001 0.278 ＜0.001 身体健康状况 0.903 ＜0.001 0.900 ＜0.001 婚姻状况(未婚=0) 初婚有配偶 -0.360 0.087 -0.273 0.190 再婚有配偶 0.257 0.584 0.105 0.821 离婚 -0.720 0.248 -0.557 0.367 丧偶 0.532 0.651 0.565 0.628 个人月收入 -0.030 0.699 -0.016 0.840 主观社会阶层 0.099 0.221 0.133 0.096 每周平均午睡次数 0.641 ＜0.001 每天平均午睡时长 -0.091 0.259 午睡的起始时间点(13∶00—14∶00=0) 12∶00—13∶00 -0.292 0.039 14∶00—15∶00 -0.910 0.002 R2 0.086 0.107 调整后R2 0.080 0.100 F 14.733*** 15.011*** ΔR2 0.086 0.021 ΔF 14.733*** 14.822***
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