差異化的中國“美貌溢價”*
——來自CFPS2018的證據

單德朋， 張永奇， 馬夢迪

(西南民族大學 經濟學院， 成都 610041)

“有顏任性”是近年來創造出的用以衡量高顏值群體占優的流行詞匯，從中可以看出人們對“高顏值群體”的重視之意。中國古人也對外貌比較看重，小說、詩歌、戲劇等作品中“回眸一笑百媚生，六宮粉黛無顏色”的不朽史詩和“烽火戲諸侯”的神話典故，都是這種感情的自然流露。隨著人們物質生活水平的提升，審美需求也逐級遞升。以下一組數據能夠看出人們對高顏值群體的向往：中國已經成為全球第二大化妝品消費國，化妝品市場銷售規模從2010年的2 045.33億元增至2017年的3 616億元，年均復合增長率約7%，化妝品行業增速位于全球首位；改革開放以來，中國的醫療美容事業愈加成熟，近5年年均復合增長率接近40%，預計2020年底整體行業市場規模可以達到4 640億元。美容經濟正在成為中國的第五大消費熱點行業。究其原因，源于人們已經逐漸認識到美貌本身是一種稀缺資源，具備美貌的個體具有更高的議價能力，從而獲得更多的機會、更好的資源，也即享受所謂的“美貌溢價”。此外，“首因效應”的作用，也會使人們認為高顏值群體具備能力更強、性格更好等優勢，從而能夠獲得更多的偏愛。在外貌扮演重要角色的社會中，人們已經逐漸認識到顏值在考試錄取、求職招聘、崗位晉升等方面的重要性。鑒于這些方面都與個人收入有一定的關聯，本文將著重研究顏值對個人收入的影響。

一、文獻綜述

國外學者率先研究顏值對個人經濟的影響，已經積累了較多的成果，將其命名為美貌經濟學[1]。多數外國學者研究發現顏值對收入具有明顯促進作用，并且顏值越高的群體收入增長速度越快[2-4]。

顏值為什么能夠對收入產生影響?可能有三方面原因。一是顏值可以影響勞動生產率。健康、受教育程度等因素與顏值相似，都能成為人力資本的一部分。高顏值者可以更好地與人交往，能夠促進生產經營中的合作與效率提升，或者憑此獲取更多的資源。Markus等指出，較高的外貌使得個體收入增加[5]。二是勞動力市場存在顏值歧視。這一觀點已經被眾多學者所認可[6-7]。所以，在勞動生產率相同的情況下，雇主從自身利益出發也會對高顏值群體格外青睞。另外，Biddle等研究發現，雇傭者和顧客都會對雇員的外貌予以評價，進而影響雇員的收入[8]。三是高顏值群體能夠獲得更多的信任。在人與人之間的交換博弈中，外貌較好的個體能夠得到更多人的信任[9]，而信任作為一種社會資本能夠降低交易成本[10]、增加經濟績效[11]。因此，在現實生活中，高顏值群體在與陌生人交往中顯得更加值得信賴，從而也能夠贏得更多合作，進而提高收入。

相比于國外的研究，國內有關顏值影響收入的文獻相對較少。江求川等利用相關數據研究身材對收入的影響[12]。但是身材、身高只能作為顏值的一個部分，并不能完整地涵蓋顏值對收入的影響。劉一鵬等使用CFPS截面數據研究發現，并不存在顯著的美貌溢價[13]。而蒲亞君、王善高等、王詢等、楊園爭等、管永昊等指出，顏值對收入具有顯著的正向影響，且顏值對于男性收入的影響更為明顯，進一步分析發現美貌溢價和丑陋罰金顯著存在[14-18]。

綜上所述，已有研究為中國美貌經濟學的發展作出了貢獻，但由于數據的時效性、結論分歧等方面局限性，還需進一步檢驗、完善和發展。本文的創新之處主要有：

(1) 研究顏值對個體收入的異質性影響。現有研究主要發現顏值對收入的整體影響，并未全面考慮性別、受教育程度的個體差異導致的顏值對收入影響的變動。

(2) 進一步探討顏值對個人收入的影響機制。國內文獻大多關注顏值對收入的影響，鮮有文獻進一步探討顏值對收入的影響機制與傳導渠道。本文從互聯網使用和社會信任角度論證了顏值對個人收入的作用機制，這是現有文獻尚未涉及的。

二、數據來源、變量處理與統計

1. 數據來源

本文選取數據為北京大學中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年的調查數據。之所以選取CFPS數據庫，源于以下幾點考慮：一是該數據庫是一項大型調查項目，覆蓋地區、范圍較廣，收集了一系列影響受訪者收入水平的信息，為本文展開顏值與收入度量提供了基礎；二是CFPS調查問卷擁有訪員對受訪者作出的外貌客觀評估結果，能夠為本文研究提供較為精確的數據支撐。本文參照黃玖立等、趙穎等的辦法，選取CFPS問卷中的成人問卷部分進行后續研究[19-20]。

2. 變量處理

因變量是個人收入。本文利用CFPS2018問卷中受訪者所有工作總收入來衡量個人收入。考慮到該數值較大，對其進行對數化處理后展開進一步分析。

解釋變量為顏值。CFPS調查中要求訪員對受訪者外貌進行客觀評價，分為1～7分，1分代表顏值很差，7分代表顏值出眾。

除去顏值影響收入，本文選取了盡可能多影響個人收入的控制變量，以減少遺漏變量導致的估計誤差。控制變量包括：受教育程度、性別、年齡、年齡平方、戶籍性質、婚姻狀況、身高、體重、BMI值、智力水平、急于結束調查程度。其中性別、戶籍性質、婚姻狀況為虛擬變量。關于BMI值的測算，用體重(公斤)除以身高(米)的平方得出，用來衡量人體的胖瘦程度，一定程度上可以判斷個體的健康水平；關于性別，男性為1，女性為0；關于戶籍性質，農業戶口設為0，非農業戶口設為1；關于婚姻狀況，已婚設為1，未婚、同居、離婚、喪偶均設為0；智力水平、急于結束調查程度都根據CFPS2018問卷中調查員的觀察數據，由高到低分別用1～7的整數表示，直接使用調查數據進行回歸分析。

將2018年成年人數據剔除無效樣本，最終獲得成年人樣本數量為15 558，其中男性7 925人，女性7 633人。

3. 描述性統計

表1列出了主要變量的描述統計值。由表1可以發現，就本文重點關注的顏值特征而言，均值為5.363，遠遠超過平均值4，這可能源于中國人受儒家傳統文化影響，對他人外貌評價比較謹慎。這印證了Hamermesh的說法[1]，即中國人對他人外貌很少給予差評。而個人收入的均值為4.093，相比于標準差5.014還有一定差距，說明個體間收入差距仍然存在。從受訪者的社會屬性可以發現：樣本中男女比例比較均衡；約有24%的受訪者是非農戶口，農業戶口比例較大；2018年樣本平均年齡為49.16歲，年齡偏高；約有87%的受訪者已婚，表明大多數受訪者家庭關系比較穩定。按照黃玖立等的BMI值劃分標準[19]，受訪者均值為23.33，處于18.5和25之間，符合正常標準。

表1 主要變量的描述性統計

為了進一步探討受訪者顏值與個人收入之間的關系，本文根據性別、年齡、受教育程度將樣本劃分為11組，分別進行觀察。分組完成后，整體而言，除了18～30歲、大學教育背景群體的收入受顏值影響較小外，其他群體的個人收入受到顏值顯著的影響。

總體而言，以上直觀分析驗證了顏值與個人收入之間存在正向關系。然而，想要進一步論證兩者之間的因果關系，還需要考慮其他影響個人收入的因素。

表2 分組別的顏值與個人收入關系

三、顏值對個人收入影響的實證分析

1. 基于顏值分值的總體回歸分析

本文所采用的基準回歸模型如下：

ln Income=α+β1Beauty+Xδ+ε

(1)

式中：因變量ln Income為個人收入(對數)，主要解釋變量為個人顏值評分Beauty；X為控制變量；δ為參數；ε為擾動項。

基準回歸模型涉及3個模型：模型1為顏值與個人收入的回歸分析；模型2加入除身高、體重、BMI值之外的其他控制變量；模型3添加了所有控制變量。對顏值對個人收入影響進行回歸分析，結果如表3所示。

表3 顏值對個人收入影響的回歸結果

表3(續)

從表3的回歸結果來看，高顏值的確能夠提高個體收入，顏值分數越高的受訪者，收入增加越多。此外，本文發現BMI值的回歸系數與收入并無明顯關系，這一點與管永昊等[18]的結論有所不同。其他控制變量，受教育程度、性別、年齡、戶籍性質都對收入有正向影響，而婚姻狀況卻對收入有負向影響。可能的原因是，近幾年中國的離婚率不斷升高、結婚率不斷下降，這與房價攀升、結婚支出等經濟成本的高漲有很大的關系。另外，女權意識提升，讓不少女性結婚后就承擔“家庭主婦”這一角色，降低了工資收入。相比于傳統婚姻經濟學中結婚能夠降低雙方成本的結論，2018年已婚者的經濟壓力并未減輕。身高、體重、急于結束調查程度對收入均無顯著影響。

2. 基于性別、受教育程度顏值的回歸分析

在勞動市場上，性別有著重要的影響力，在求職、晉升等方面都發揮著重要作用。為進一步探尋男女顏值相同影響各自收入的程度差異，本文在基準模型基礎上對男性、女性分別展開分析(見表4)。結果表明，女性顏值對于收入的影響大于男性，這與人們通常認為女性顏值比男性顏值更為重要的認知相符。

“腹有詩書氣自華”，一般而言，受教育程度越高的受訪者讀書越多，而讀書能夠影響人們的穿衣打扮，從而也會影響人們的外貌。本文將受教育程度分為小學、初中、高中、大學四組，進一步觀察擁有不同教育背景的受訪者顏值對個人收入的影響(見表4)。根據表4的回歸結果可以發現，顏值對于小學、初中、高中的受訪者收入提高具有促進作用。但是對于大學以上的受訪者而言，顏值與個人收入沒有顯著關系。可能的原因是，大學生以上群體仍屬稀缺資源，可以不單靠顏值，也能通過實力提升自身競爭力。該結論也側面抨擊了“大學無用論”。

表4 性別、受教育程度對個人收入的影響

3. 穩健性檢驗

為了進一步證明估計結果的穩健性，本文進一步作穩健性檢驗(見表5)，剔除55歲以上的樣本。鑒于勞動市場上男性60歲退休、女性55歲退休，剔除55歲以上的樣本可以進一步排除該類樣本在勞動力市場上的影響。結果顯示，無論是全樣本(模型1)還是男性(模型2)和女性(模型3)樣本分開檢驗，結果依舊穩健。但是本文發現，在18～55歲的勞動市場中，男性顏值對個人收入的重要性大于女性。原因是，在勞動市場中可能存在性別歧視，男性的職業、職位變化范圍大于女性，高顏值男性進入高收入職業或者被提拔到高層職位的機會遠遠大于同等顏值的女性，從而使男性顏值對其收入的正向影響更為顯著。

表5 穩健性檢驗結果

4. 內生性問題與工具變量估計

本文使用的受訪者顏值評分來源于訪員的目測主觀判斷，從而很大程度上存在度量誤差。如此，則前文的估計結果很可能存在內生性問題，從而導致估計系數有所偏差。因此，本文引入2014年具有相同編號的受訪者顏值數據作為工具變量，來解決內生性問題。選擇該變量作為工具變量的可行性在于：一是該變量與2018年顏值評分高度相關；二是2014年受訪者顏值評分與2018年個人收入并無直接關聯，滿足工具變量外生性要求。

本文同時使用兩階段最小二乘模型(2SLS)和工具變量有序(IV Oprobit)模型進行估計，結果如表6所示。一階段回歸結果顯示，2014年受訪者顏值與2018年受訪者顏值存在高度的正相關關系，且一階段F統計值遠大于10，表明不存在弱工具變量問題。整體回歸結果表明，使用工具變量后顏值對個人收入的影響依然在1%的水平上顯著，2SLS模型和IV Oprobit模型均顯著為正，并且顏值對個人收入的估計系數提高較多，說明未使用工具變量可能對結果低估，進一步支持了顏值對個人收入具有正向影響的結論。

表6 使用工具變量的估計結果

5. 外貌對收入影響的單調性分析

以上的研究可以發現顏值對個人收入有著顯著的正向影響，下文將進一步分析這種影響是不是單調變化的，即顏值越高越對個人收入有利。如圖1所示，外貌評分越高，收入水平越高，即兩者關系是單調遞增的。本文未得出郭繼強等的顏值水平很高情況下收入反而降低的“高跟鞋曲線”結論[21]。為了進一步驗證兩者之間的關系，本文將進行更加嚴格的實證研究。

圖1 顏值與個人收入的關系

在上文“美貌”的樣本范圍內，進一步設定“顏值很高”和“顏值極高”兩個虛擬變量，其中“顏值很高”的選擇標準為兩年顏值均值大于6.5，樣本數量為1 011個，當作顏值最高19%的樣本。“顏值極高”的標準為兩年顏值均值為7，即在兩次調查中受訪者的顏值評分都是7分，此類樣本數量僅有302個，占整體樣本的比重僅為5%，可以作為顏值金字塔最頂端的少量個體。分別設定“顏值很高”和“顏值極高”兩類虛擬變量，顏值符合選取標準的賦值為1，否則為0。然后，利用這兩個虛擬變量展開回歸分析，結果如表7所示。

表7 “美貌溢價”的單調性檢驗結果

首先，根據表7的全樣本回歸結果(見模型1、2)，相對于其他人而言，擁有“很高”顏值和“極高”顏值的個體“美貌溢價”都是顯著的。可以看出，顏值金字塔頂端的個體“美貌溢價”仍然呈現上升趨勢，但是上升趨勢有所下降，個人收入增速開始放緩。這表明，總體而言，顏值對個人收入的影響是單調遞增的，但是德才兼備、內外兼修才能使自己的收入持續快速增長。

其次，分析不同性別顏值對收入影響的單調性。對于男性而言(見模型3、5)，“顏值很高”的溢價比較顯著，而“顏值極高”的溢價對收入的促進作用減少；對于少量處于顏值頂層的女性而言(見模型6)，其“美貌溢價”并不顯著。因此對于顏值頂層女性而言，想要“靠臉”持續保持自己的高收入增速并不容易，還需要依靠“軟技能”提高自身人力資本的增值潛力。

最后，對比處于顏值頂端的不同性別個體的顏值對收入的影響程度。對于顏值最頂層的個體而言，男性“美貌溢價”明顯大于女性，這與上文的結論有所不同。整體來看，女性高顏值對于個人收入的促進作用是大于男性的。但是，對于顏值處于最頂層的群體而言，男性高顏值對于個人收入的促進作用是大于女性的。出現此現象的原因是勞動市場可能存在性別歧視和職業性別隔離，高顏值男性比高顏值女性更受青睞。

四、顏值影響個人收入的機制分析

1. 顏值與社會信任

前文已經證實，顏值會顯著影響受訪者的收入水平，那么顏值會通過什么傳導機制影響受訪者的收入水平呢?出于概括性和可行性的考慮，本文選擇個體的社會信任和互聯網使用情況作為中介變量進行考察。參照Baron等[22]的辦法，應用如下三個估計模型分別對每一項渠道變量進行中介效應分析，即

(2)

(3)

(4)

式中：模型中新增的變量M，就是本文想要探討的中介變量，即社會信任和互聯網使用狀況。而模型中β1～β4和γk都是相應變量的估計系數。本文重點關注β3、β4的系數，并據此判定選取的目標變量能否充當中介變量發揮作用。

社會信任可以充當社會資本，降低信息不對稱性，減少交易成本，從而提高個體收入水平。Chantarat等發現，社會資本可以提高貧困家庭的勞動生產率，進而使其收入增加[23]。而較好的外貌使得個體表現得更加自信，具備更強的語言表達能力和社交能力，從而可以更好地與人交往，信任他人[5]。通過2018年CFPS問卷調查中“是否有捐款行為”這個問題來衡量受訪者的社會信任，捐款為1，未捐款為0。

加入社會信任變量后，對個人收入的影響機制如表8所示，能夠看到模型1中加入社會信任這一變量后，顏值對個人收入的影響依然顯著。該結論不僅對總體樣本成立，對(模型2)男性、(模型3)女性樣本也依然成立。

表8 顏值對個人收入的影響機制(社會信任)

2. 顏值與互聯網使用

根據艾瑞咨詢數據顯示，2018年中國網紅經濟規模已經突破2萬億元。在網絡迅速普及的今日，高顏值已經成為網紅達人的“硬件”，眾多文獻都指出互聯網使用能夠促進個人收入提高。從顏值能否通過互聯網使用這一渠道影響個人收入，能夠進一步考察顏值與個人收入的關聯。通過2018年CFPS調查問卷中“是否移動上網”和“是否電腦上網”兩個問題，來衡量樣本的互聯網使用情況。將其設為虛擬變量，使用移動和電腦上網為1，否則為0。整理后，使用互聯網的受訪者為2 648個，占比17%。

加入互聯網使用變量后，顏值對個人收入影響機制如表9所示，能夠發現無論是對于總體還是男、女樣本而言，顏值均能通過互聯網使用渠道影響個人收入。模型1的結果表明，與基準模型相比，在加入互聯網使用變量后總體顏值系數有所下降，并且互聯網使用變量系數顯著為正，表明顏值可以通過互聯網使用間接影響個人收入。與模型1的結果相比，從模型2、3中可以發現：男性樣本顏值系數有所下降，互聯網使用系數顯著為正，表明互聯網使用在顏值和個人收入之間有部分中介作用；女性樣本系數有所上升，互聯網使用系數顯著為正，表明對女性而言，互聯網使用會進一步加強顏值對個人收入的影響。

表9 顏值對個人收入的影響機制(互聯網使用)

五、結論與啟示

本文較為全面、系統地研究了顏值對個人收入的影響，并從社會信任和互聯網使用情況兩個渠道探討了顏值影響個人收入的內在傳導機制。研究發現：(1)在整體樣本中，不論是男性還是女性，顏值對于個人收入都具有顯著的促進作用，并且對女性個人收入的提升有更大作用；(2)控制勞動市場擾動效應發現，顏值影響個人收入的估計系數依然顯著，進一步支持了顏值對個人收入具有重要影響的結論；(3)顏值對個人收入的影響是單調遞增的，但是高顏值女性想要持續依靠顏值保持自身收入增速并不容易。

此外，本文探討了顏值影響個人收入的傳導機制，結果表明：(1)更高的顏值能夠增加社會信任，從而提高個體收入；(2)互聯網使用對高顏值群體影響更大，通過互聯網使用該群體能夠進一步增加自己的人力資本，從而利于自身“創收”。

當“美貌經濟學”已經被人們所熟知，追求“高顏值”的人數也隨之增加時，讓人“變美”的行業也將迎來新的發展契機。“高顏值”產業規模的擴大，必然會帶動相應的投資、人力資本等方面的變化。因此，政府應該考慮相關產業調整，保障與外貌有關產業的健康發展，進一步提高此類行業的準入門檻，對符合人體外貌健康標準的應該提供支持，對不利于人體外貌的產品、公司則應依法取締。另外，隨著人們對顏值重視程度的提高，相應支出也隨之增加。政府可以考慮對相關行業進行調整，減免相關稅費，并適時出臺支持該行業的優惠政策，特別是對女性群體顏值較為重視的中小企業，更應對其進行相應扶持。