COVID-19暴發期間居民入睡時間對主觀幸福感的影響：有調節的中介模型

高源，何令，雷旭，高笑

西南大學 心理學部/認知與人格教育部重點實驗室，重慶 400715

新型冠狀病毒肺炎疫情(COVID-19)(以下簡稱“新冠肺炎疫情”)暴發以來，我國及時采取相應防控措施，嚴格限制居民出行，成功阻止了疫情的進一步蔓延.有研究發現[1]，COVID-19疫情對居民的主觀幸福感產生了負面影響.主觀幸福感是反映個人身心健康的重要指標[2]，受到日常行為活動(如身體活動情況以及睡眠質量等因素)的影響.日常的體育活動可以通過降低焦慮和壓力水平提高個體的主觀幸福感[3]，因此成為常用的干預消極情緒的手段之一[4].疫情期間，居民活動減少[5]，且不同強度水平的活動(劇烈、中度、輕度)頻率都有所下降，每天坐著的時間也從5 h增加到8 h[6].良好的睡眠習慣可以使個體增加積極的情緒體驗，而積極情緒體驗通過給個體帶來較為平靜、樂觀的生活狀態[7]從而增強個體的主觀幸福感，睡眠質量是影響主觀幸福感的重要因素[8].有調查顯示，疫情期間居民們的睡眠—覺醒模式發生了改變[9]，50%以上的居民存在入睡困難的情況并普遍存在晚睡(入睡時間平均滯后近1 h)的現象[10].此外，也有研究表明[11]，缺乏運動或入睡時間推遲會使人們面臨肥胖癥、心血管疾病和神經性精神疾病的風險，而這些生理疾病會進一步降低人們的主觀幸福感.

人格特質中，神經質與個體的情緒體驗及睡眠質量密切相關[12-13].神經質與日常消極情緒體驗呈正相關[14]，與日常積極情緒體驗呈負相關[15].此外，神經質人格對睡眠質量下降也有直接性的預測作用[16]，有研究通過建立中介模型發現[10]，疫情期間睡眠質量的下降取決于不同神經質人群所產生的負性情緒水平.但是目前還沒有研究探討人格在入睡時間(晚睡)影響情緒體驗過程中的作用機制.

綜上，本研究提出3點假設(圖1)：假設1：體育運動和入睡時間都會影響居民主觀幸福感 (H1)；假設2：情緒體驗作為中介變量參與入睡時間對于主觀幸福感的影響過程 (H2)；假設3：神經質作為調節變量參與日常活動影響情緒感受的過程或/并作為調節變量參與情緒體育影響主觀幸福感的過程(H3).

圖1 假設的概念模型及其統計模型

1 調查對象與方法

1.1 調查對象

于2020年2月17日至27日共招募75名參與者進行追蹤研究，通過“問卷星”平臺進行在線問卷調查，根據腕表數據剔除未正常佩戴者5人，根據每日問卷剔除未完整填寫情緒狀態者2人，最終獲得有效數據共計68人.

1.2 調查方法

本研究通過“問卷星”在線平臺(www.wjx.cn)收集.于2020年2月17日至2月27日收集相關數據，調查初期，參與者在線完成系統問卷，包括睡眠評估、飲食行為、情緒狀態和活動情況的測量，同意參與該項目后簽署知情同意書并進入縱向數據的追蹤階段.

將身體活動記錄儀(wGT3X-BT，腕部佩戴)郵寄給參與者，并要求他們連續佩戴于慣用手5天5夜.收到腕表當天即可開始佩戴，佩戴第二天算作數據采集的第一天.參與者進入數據追蹤階段后需要于每個 “追蹤日”完成每日問卷，問卷內容包括當天的情緒狀態以及前一天的睡眠情況.

1.3 測量工具

1.3.1 一般情況調查問卷

該問卷為自編問卷，問卷包括性別、年齡、婚姻狀況、當前工作狀態、感染風險感知度等一般人口學變量.

1.3.2 主觀幸福感測量問卷

采用Campbelt編制的幸福感指數量表[17]，該量表采用1-7七級計分，得分越高表示對于生活滿意度水平越高.本研究中，該分量表的內部一致性系數為0.92.

1.3.3 神經質問卷

采用Costa等編制[18]，崔紅等人修訂[19]的簡式大五人格量表(NEO-FFI)中的神經質分量表.該量表包含12個題項(如 “我常常覺得緊張或神經過敏”)，采用5點計分(1=“非常不符合”至 5=“非常符合”)，得分越高，表示其神經質傾向越明顯.本研究中，該分量表的內部一致性系數為0.70.

1.3.4 每日情緒問卷

該問卷為自編問卷，問卷包括積極情緒(共2題，分別測量樂觀的、平靜的情緒)和消極情緒(共5題，分別測量擔憂的、無助的、恐懼的、悲傷的、憤怒的情緒).題目采用5點計分(1=“完全沒有”至5=“非常強烈”)，得分越高，表示其當天該情緒體驗越強烈.每日問卷要求參與者在每天晚上20：00～21：00之間評價其當天是否體驗到這種情緒以及該情緒的強烈程度.本研究中，該每日量表第一天至第五天的內部一致性系數分別為0.75，0.83，0.80，0.81，0.82.

1.3.5 身體活動記錄儀(wGT3X-BT)

所有日間活動和夜間睡眠的客觀測量參數均從身體活動記錄儀中導出.wGT3X-BT活動記錄儀[20]通過內置運動傳感器以檢測和記錄運動情況.以60 s為一個時間記錄點，通過ActiLife軟件(Version 19.2)生成參與者睡眠的簡要統計數據.一個記錄點根據相鄰點的活動計數的閾值來確定被劃分為清醒或睡眠，該閾值遵循Cole-Kripke算法[21].身體活動記錄儀得出的睡眠指數包括平均活動水平(計數)以及低、中、高、超高活動占比和入睡時間、清醒時間、睡眠中點、平均每日睡眠時間.

1.4 數據計算

腕表數據使用ActiLife軟件(Version 19.2)生成參與者睡眠的簡要統計數據；使用SPSS 24.0進行描述性統計、相關性分析以及線性回歸的檢驗；使用SPSS PROCESS 3.5進行中介模型的檢驗以及調節模型的建立.

2 結 果

2.1 人口統計特征描述

參與本次追蹤調查并完成5天數據追蹤的有效人數共計68人，其中男性23人，女性45人；參與者年齡范圍為31～60歲，平均年齡(47.53 ±5.42)歲；已婚者57人，未婚4人，離異7人.本次調查的時間窗口中，未復工者47人，已復工者21人.

2.2 描述統計與相關分析

身體活動記錄儀記錄了參與者在疫情期間的活動計數和睡眠參數(表1).相關數據顯示，參與者在此期間運動強度多為中低活動水平(>60%)，平均身體活動水平(<1 700 計步)在整體范圍內偏低；其中32.2%的參與者平均活動值小于1 000計步，只有4.4%的參與者平均活動大于2 000計步.

表1 身體活動記錄儀數據與心理變量的描述與相關

疫情期間，參與者的平均睡眠中點均值在凌晨3點以后，其中有19.1%的參與者睡眠中點在凌晨3點之前，76.5%的參與者睡眠中點在凌晨3點至凌晨6點之間，4.4%的參與者睡眠中點在6點至9點之間.參與者的平均每日入睡時間在23：53，其中有58.8%的參與者會在零點前入睡，41.2%的參與者在零點后入睡，只有一人的平均入睡時間在5：21；參與者的平均睡眠時長為8 h 12 min，其中14.7%的參與者睡眠不足7 h，30%的參與者每日睡眠平均時長為7～8 h，58.8%的參與者睡眠大于8 h(20.1%的參與者睡眠時長大于9 h)，有2人的睡眠時長在10 h以上.

將參與者活動情況與其他心理變量進行相關分析發現，清醒活動均值(r=0.26，p<0.05)與居民主觀幸福感顯著正相關，與高活動占比(r=0.78，p<0.01)、超高活動占比顯著正相關(r=0.83，p<0.01)，與低活動占比顯著負相關(r=-0.57，p<0.01)，與消極情緒體驗沒有顯著相關(r=-0.09，p=0.48).

將參與者睡眠情況與其他心理變量進行相關分析發現，入睡時間(r=-0.29，p<0.05)、清醒時間(r=-0.33，p<0.01)、睡眠中點時間(r=-0.34，p<0.01)均與其主觀幸福感顯著負相關；平均睡眠時長與其主觀幸福感不存在顯著相關(r=-0.08，p=0.54).在睡眠指標中，只有入睡時間與積極情緒體驗顯著負相關(r=-0.25，p<0.05)；積極情緒與主觀幸福感顯著正相關(r=0.63，p<0.01).

此外，清醒活動均值與入睡時間(r=-0.28，p<0.01)、清醒時間(r=-0.34，p<0.01)、睡眠中點(r=-0.34，p<0.01)均顯著負相關；清醒時間與高活動(r=-0.38，p<0.01)、超高活動(r=-0.37，p<0.01)均顯著負相關.

溫忠麟等的研究[22]認為，消極情緒體驗與活動均值、主觀幸福感均不存在顯著相關，不符合做中介檢驗的前提條件；入睡時間、積極情緒體驗、主觀幸福感3個變量相關顯著，符合做中介檢驗的前提條件；積極情緒體驗與神經質相關不顯著(r=0.03，p=0.53)說明兩變量具有相對獨立性，適合后續進行神經質對于積極情緒體驗影響主觀幸福感的調節效應檢[23].

2.3 回歸方程檢驗

以身體活動均值和入睡時間為自變量，以居民主觀幸福感為因變量，分別代入線性回歸方程(表2).

活動均值(β=0.002，p<0.05)和入睡時間(β=-0.25，p<0.05)分別作自變量，主觀幸福感作因變量時，均能顯著預測居民主觀幸福感，故假設1成立.

表2 活動均值、入睡時間、主觀幸福感的回歸分析(n=68)

2.4 中介模型的建立

參考Hayes等[24]、葉寶娟等[25]的觀點，使用SPSS 24.0中線性回歸檢驗積極情緒在入睡時間與主觀幸福感之間的中介作用(表3)，結果顯示：當入睡時間為自變量，主觀幸福感為因變量時，入睡時間能顯著預測主觀幸福感(β=-0.29，p<0.05)；當入睡時間為自變量，積極情緒體驗為因變量時，入睡時間能顯著預測積極情緒體驗(β=-0.253，p<0.05)；當入睡時間與積極情緒體驗同時進入回歸方程時，入睡時間對于主觀幸福感的預測效應不顯著(β=-0.14，p>0.05)，積極情緒體驗對于主觀幸福感預測效應顯著(β=0.60，p<0.001).

積極情緒體驗未進入回歸方程時，入睡時間對居民主觀幸福感預測作用顯著(β=-0.29，p<0.05)，積極情緒體驗與入睡時間共同進入回歸方程時，入睡時間對居民主觀幸福感的預測作用不顯著(β=-0.14，p=0.15)，因此積極情緒體驗在入睡時間影響居民主觀幸福感過程中起到完全中介作用，假設1成立(圖2a).

表3 入睡時間、主觀幸福感、積極情緒的回歸分析(n=68)

2.5 有調節的中介模型的建立

在進行有調節的中介模型檢驗之前，需要將所有變量標準化為Z分數，對性別和年齡進行控制.采用SPSS 24.0宏程序PROCESS 3.5的模型7檢驗神經質的調節作用(表4).該模型中，積極情緒顯著正向預測了主觀幸福感(b1=1.50，p<0.00)，二者交互作用項對情緒體驗的預測作用不顯著(a3=-0.01，p=0.54).故假設2不成立.

表4 前半段路徑調節效應檢驗結果(n=68)

參考葉寶娟等[25]提出的有調節的中介效應檢驗程序，本研究在明確了積極情緒體驗在入睡時間與主觀幸福感關系中的中介作用之后，發現確定神經質調節后半段路徑(積極情緒體驗→居民主觀幸福)的條件必須滿足：① 入睡時間對積極情緒體驗的主效應顯著；② 神經質與積極情緒感受交互項的效應顯著.

在進行有調節的中介模型檢驗之前，需要將所有變量標準化為Z分數，對性別和年齡進行控制.采用SPSS 24.0宏程序PROCESS 3.5的模型14檢驗神經質的調節作用(表5).該模型中，入睡時間顯著正向預測了積極情緒體驗(a1=-0.27，p<0.05)，二者交互作用項對居民主觀幸福感的預測作用顯著(b2=0.08，p<0.00).

表5 后半段路徑調節效應檢驗結果(n=68)

可見入睡時間與主觀幸福感之間存在有調節的中介效應，入睡時間通過中介變量積極情緒體驗與神經質的交互項影響主觀幸福感，即入睡時間→積極情緒感受→主觀幸福感關系的后半路徑受到了神經質的調節[24-25].假設3成立(圖2b).

為了揭示神經質如何調節積極情緒體驗與主觀幸福感之間關系，依據Hayes等[24]的調節效應檢驗程序，繪制了積極情緒體驗與神經質的交互作用圖(圖2c)，對該交互作用進行簡單斜率檢驗[26]，結果表明，對于高神經質人群，積極情緒感受水平會顯著影響主觀幸福感(β=2.06，p<0.001)；對于低神經質人群，積極情緒感受對主觀幸福感的影響不顯著(β=0.94，p=0.054).

圖2 有調節的中介模型及神經質的調節作用

3 討 論

本研究采用主觀報告量表采集疫情封閉初期人們的心理狀態，使用身體活動記錄儀記錄參與者在此期間的日常行為活動的客觀數據，嘗試將生理指標與心理情緒體驗相結合預測主觀幸福感，并根據神經質水平將參與者進行劃分，探究人格因素如何影響主觀幸福感.

3.1 疫情期間活動情況與入睡時間

研究發現，疫情期間活動均值高、高活動占比高的參與者，入睡時間和清醒時間推遲的可能性越小，這與相關文獻結果相似[27]，即活動參與情況與睡眠質量之間存在相關，且運動有益于改善睡眠質量，但是以高中生為對象的一項調查結果[28]發現，睡眠習慣不良的人心理狀態不容樂觀，故參與體育活動的積極性低下.運動與睡眠的交互作用成為近年關注熱點，但是還沒有完整的機制給予其支持.

3.2 疫情期間活動情況與居民主觀幸福感

從身體活動記錄儀數據可以看出，疫情期間的封閉措施使人們的日常行為、活動范圍受到限制，活動以中低強度為主.以往研究表明[29]，中低強度的活動即可有效降低居民的焦慮和壓力水平，從而提高主觀幸福感，但是本研究中并未發現兩者存在顯著相關，這印證了體育活動具有情境性的觀點，即同樣的鍛煉強度，在不同的鍛煉情境之中對情緒作用不同[30].疫情封閉期間，活動受限會增加人們對體重和體型的擔憂，降低對自我的掌控感，并對體育鍛煉和睡眠模式產生負面影響[31-32].本研究結果發現只有高強度的活動與主觀幸福感顯著正相關，這可以從神經生物學的視角進行解釋，即高強度運動會加速多巴胺的分泌，這種化學物質會強化個體的能力感和價值感，從而促使主觀幸福感的提高[33].

3.3 疫情期間睡眠情況與主觀幸福感

參與者的睡眠中點較晚，睡眠時間充足，說明晚睡晚起的情況較為普遍.睡眠時長與主觀幸福感不存在顯著相關，這進一步說明，即使睡眠充足(8 h以上)，但晚睡晚起仍會影響主觀幸福感.而睡眠中點與客觀睡眠時長不存在相關，故推測參與者的睡眠潛伏期延長，即使睡眠時間充足，疫情期間“晚睡”情況可能仍屬于失眠.

3.4 入睡時間影響主觀幸福感：積極情緒體驗的完全中介作用

主觀幸福感通常是由積極情緒體驗的增強和消極情緒體驗的降低所決定的[34].本研究發現，參與者入睡時間對于主觀幸福感的負向影響完全是其積極情緒體驗的降低的作用，而低積極情緒與抑郁相關，高消極情緒與抑郁和焦慮相關[35]，這與先前研究結果一致[36-37]，即晚睡晚起與抑郁癥狀呈顯著正相關，且對抑郁癥狀和抑郁癥具有正向預測作用.本研究結果發現消極情緒體驗與積極情緒體驗、入睡時間、主觀幸福感均不存在相關，說明：① 積極情緒體驗的降低并不會增強消極情緒體驗，積極體驗與消極體驗同時存在，這一點支持了積極和消極情緒體驗對抑郁和焦慮的獨立影響，特別是積極情緒體驗降低與抑郁相關的觀點[38]；② 入睡時間推遲直接影響的是積極情緒體驗的降低——個體大腦皮層的活躍度降低，從而體驗到更少的積極情緒，并難以識別自己的快樂情緒[39].

3.5 神經質的調節作用

神經質只調節了積極情緒體驗影響主觀幸福感的過程，說明積極情緒體驗的增強會顯著提高高神經質人群的主觀幸福感水平，而低神經質人群的主觀幸福感水平本身處于穩定狀態，不會因為不同的情緒體驗而發生明顯變化.此外，本研究發現，神經質并不參與調節入睡時間影響積極情緒體驗的過程，說明入睡時間的推遲會普遍降低居民的積極情緒體驗.

3.6 本研究的不足

首先，由于處于封城的特殊時期，無法大規模招募被試，導致身體活動記錄儀數據收集樣本量相對較小；其次，身體活動記錄儀數據于疫情期間采集，無法確定參與者在疫情前的睡眠和活動情況；而僅根據身體活動記錄儀無法判斷參與者的睡眠潛伏期時長，故無法直接判斷晚睡情況屬于失眠還是晝夜節律紊亂.

4 結 論

1) 身體活動會增強居民主觀幸福感，晚睡會降低居民主觀幸福感；

2) 晚睡通過降低居民的積極情緒體驗從而降低其主觀幸福感；

3) 積極情緒體驗的增強對高神經質人群的主觀幸福感提升效果更顯著.