外貌的幸福效应——基于CLDS（2016）的实证分析

石 郑

（北京师范大学政府管理学院，北京100875）

一、引 言

我国居民幸福指数长期滞后于经济发展，《中国经济生活大调查（2019～2020）》显示，半数以上的受访者感觉不幸福或者一般，即感觉幸福的比例不足五成。联合国发布的《2019 年全球幸福指数报告》显示，我国居民幸福指数处于中游位置，低于欧美等发达国家，仍有较大提升空间。因此，如何满足人民对美好生活的向往，共享改革发展红利，不断增强人民的获得感、幸福感和安全感，是党和政府亟须持续关注的民生问题。追求幸福是每个人的权利，改革开放以来，伴随着物质财富的积累，人们的温饱问题得以解决。根据马斯洛需求层次理论，在满足低层次需求之后，追求更高层次的幸福需求成为每个人必然选择，幸福感问题也逐渐成为国内外学者追踪的热点。

“爱美之心，人皆有之”，外貌作为独特资源和外在特征，对人的发展具有重要作用。美貌能够给拥有者带来自信，对职业发展、工资收入、竞选活动、社会资本积累等产生积极影响，更容易实现人生价值。类似的，美貌能否产生幸福溢价？外貌如何作用于主观幸福感？考虑到外貌对家庭、事业和健康的重要影响，美貌或许能够提升主观幸福感。在有关主观幸福感的研究中，学者多关注经济条件、社会支持、工作状况等对主观幸福感的影响，外貌与主观幸福感的关系研究尚未引起重视。因此，厘清外貌对主观幸福感的影响与作用机制，对于拓宽幸福的渠道具有重要意义。

二、文献述评

主观幸福感是衡量是否幸福的重要指标，有别于经济学家认为的效用，是指人们对生活的主观认知评价，也是一种期望的精神状态（Kahneman，et al，2006）[1]。主观幸福感存在个体差异，社会支持、个人收入、生育行为、工作时间等被认为是影响主观幸福感的重要因素。具体来看，社会支持是指从社会关系中获得的精神和物质支持，有助于提高主观幸福感（Nguyen，et al.，2016）[2]。经济基础决定上层建筑，主观幸福感的提高往往伴随着经济发展（刘军强等，2012）[3]，收入水平的上升对主观幸福感有显著正向影响（Diener，et al.，2013）[4]，其中，绝对收入对主观幸福感的影响具有主导作用（Sacks，et al.，2012）[5]，而收入差距过大则不利于提高主观幸福感（申云等，2016）[6]。当然，也有学者认为存在“幸福-收入悖论”，收入的增加并不一定引起主观幸福感的提高（邢占军，2011）[7]。至于生育行为对主观幸福感的影响，大多数国外学者认为生育行为对主观幸福感产生负面影响或者影响不显著（Matysiak，et al.，2016）[8]，部分国内学者则认为生育孩子数量越多，父母主观幸福感更强（穆铮等，2014）[9]，即“多子多福”，对于老年父母更是如此（张海峰等，2020）[10]，但也有学者认为生育子女越多，并不意味着幸福感就越高，子女数量与幸福感是非线性关系（王钦池，2015）[11]。是否存在过度劳动则对主观幸福感产生显著影响，一般而言，工作时间越长，主观幸福感越低（盛光华等，2015）[12]，但工作时间过短也不利于提高主观幸福感，适度劳动最幸福（吴炜炯，2016）[13]。

除了关注收入、社会支持、生育等因素对主观幸福感的影响外，“美是幸福的承诺”（司汤达，法国），外貌对主观幸福感的作用机制也引起学者兴趣，但相关文献仍然较少。概而论之，外貌是指人的外在特征，包括容貌、形象、衣着、身高、体重、五官、仪态及气质等多个维度（邓卫广等，2019）[14]，是一个整体性概念。学者在研究外貌问题时，并未严格界定外貌概念，身高、五官、牙齿、姿态、衣着等外在特征均被视为外貌。Hamermesh，et al.（2013）[15]通过分析加拿大、美国等国数据，发现美貌可以显著提高主观幸福感，其中，半数的主观幸福感变化值与间接因素相关，外貌较好的个体在教育、劳动力市场上能够取得更好的成就，从而提高了主观幸福感。Lee，et al.（2017）[16]基于中国城乡流动人口调查数据（RUMiC），发现身材与主观幸福感成正比，即身材越高大，主观幸福感越高。反过来，如果身材肥胖，自尊心容易受到伤害，进而产生焦虑情绪，降低了主观幸福感（Friedman，et al.，2012）[17]。黄玖立等（2019）[18]使用CFPS 数据进一步考察了外貌对主观幸福感的影响，发现外貌更具吸引力的个体，其生活满意度更高，存在“幸福溢价”。此外，婚姻满意度作为主观幸福感的重要组成部分也得到学者关注，且研究结论趋于一致，肯定了美貌对婚姻满意度的正向作用，即外貌越好，婚姻越满意（尹振宇等，2019[19]；胡文馨等，2019[20]）。大致来看，外貌主要通过两种途径影响主观幸福感，一方面，外貌作为一种独特禀赋，美貌能够获得更多的赞美、信任，拥有更多的朋友，因而美貌的个体更加快乐。另一方面，美貌拥有者在学业、婚姻、社会网络、收入、职业发展等方面更具优势，间接提高了主观幸福感（Herpin，2005）[21]。

综上，学者基于各国代表性调查数据，探讨了外貌对主观幸福感的影响，为后续研究提供了方法指导和经验借鉴，但仍存在一定的不足。第一，现有研究多将教育和健康作为控制变量或是排除在外，忽视了教育和健康的中介作用。教育和健康作为重要的人力资本，不仅直接影响主观幸福感，而且可能作为外貌的中介渠道对主观幸福感施加影响。第二，国内学者多将外貌作为连续变量处理，并未关注到不同外貌等级对主观幸福感的影响差异。外貌对主观幸福感的影响可能存在边际递减效应，即外貌最好的个体主观幸福感未必最高。因此，本研究进一步拓展了相关研究，边际贡献主要有三个方面：一是增加中介变量健康状况和受教育程度，考察外貌、健康状况、受教育程度和主观幸福感的中介机制。二是将外貌评价重新分组，以考察不同外貌分组对主观幸福感的影响差异。三是首次使用中国劳动力动态调查（CLDS）数据考察外貌对主观幸福感的影响，可进一步印证已有研究结论。

三、数据、变量与模型

（一）数据来源与变量说明

1.数据来源

数据来源为中山大学开展的2016年中国劳动力动态调查（CLDS），该数据以城乡劳动力为调查对象，涉及劳动力的教育、就业、劳动权益、职业流动、职业保护与健康、职业满足感和幸福感等的方面，是一项跨学科的大型追踪调查。采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法确定调查样本，样本涵盖中国29个省市，涉及个体21 086人，是一份全国性、权威性的劳动力调查数据。经严格筛选，剔除极端值、缺失值等无效样本，有效样本共计13 371人。

2.变量选取与赋值

（1）因变量。CLDS问卷调查中有关主观幸福感的题目为“总的来说，您认为您的生活过得是否幸福？”，回答项分为“1=非常不幸福”“2=不幸福”“3=一般”“4=幸福”和“5=非常幸福”五个等级。根据研究需要，对因变量重新合并分组与赋值（表1），分为“幸福”（含“幸福”和“非常幸福”）、“一般”和“不幸福”（含“不幸福”“非常不幸福”）三组，属于定序分类因变量。

（2）解释变量。解释变量为调查员对被访者外貌的主观评价，共分为1～10 分十个等级，分值越高，表明外貌越好，反之，则越差。将外貌评价重新进行分组，分为“1～4分”“5～6分”“7～8分”和“9～10分”四组，并将“1～4分”设置为参照组，以考察不同面貌分组对主观幸福感的影响差异（表1）。

（3）控制变量。考察外貌对主观幸福感的影响，需要控制其他可能影响主观幸福感的因素。如前所述，收入、婚姻状况、健康状况等因素影响主观幸福感。此外，兄弟姐妹数量（王伟等，2013）[22]、受教育程度（何立新等，2011）[23]、年龄（Bergstad，et al.，2012）[24]、性别（Louis，et al.，2002）[25]等也可能是影响主观幸福感的直接或间接因素。基于此，确定性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、年收入、健康状况及兄弟姐妹数量等7个控制变量，并对控制变量进行分组与赋值（表1）。

表1 变量赋值与基本特征（N=13 371）

（二）模型构建与检验

因变量为“主观幸福感”，分为“幸福”“不幸福”和“一般”三种类别，属于有序多分类因变量。经检验，有序多元Logit 回归模型未能通过平行线检验（P＜0.05），故适用无序多元Logit 回归模型。假定不幸福=1、幸福=2，一般=3，以“一般”为参照组，拟合两个广义Logit模型：

式中，π1+π2+π3=1，x1,…,xj为年龄、性别、受教育程度等变量，α、β为待估参数，ϵ为扰动项。

经共线性检验可知，自变量的方差膨胀系数（VIF）介于[1.05，1.50]，小于临界值10；容忍度（Tolerance）数值介于[0.65，0.95]，大于临界值0.1；特征值（Eigenvalue）数值介于[0.02，4.85]，不存在等于0 的情况；条件指数（Condition Index）数值介于[1.00，14.60]，显著小于临界值30。表明选取的自变量独立性较好，不存在严重共线性问题。

四、描述分析

以往研究在考察主观幸福感影响因素时，常忽略自变量对主观幸福感的交叉影响。为直观展示主观幸福感的个体异质性，与回归分析结果相互印证，进行交叉分析与卡方检验（表2）。结果表明，除性别变量外，其他自变量与主观幸福感高度相关（P＜0.001）。从因变量分布看，自评幸福的比例为63.8%，自评一般的比例为29.8%，自评不幸福的比例为6.4%。从解释变量来看，外貌评价越好，自评幸福的比例越高，其中，9～10分高分组自评幸福的比例达到75.8%，明显高于低分组，初步表明外貌与主观幸福感高度正相关。再从控制变量分布看，无论男女，自评幸福的比例相差不大。年龄与自评幸福呈现“U”型关系，即随着年龄的增加，自评幸福的比例先降低后升高。受教育程度与自评幸福显著正相关，即学历越高，自评幸福的比例越高。在婚自评幸福的比例高于不在婚。收入水平越高，自评幸福的比例越高。个体越健康，自评幸福的比例越高。相对于独生子女而言，兄弟姐妹数量越多，越不幸福。

五、实证分析

（一）基准回归结果

第一，在未加入控制变量的前提下，仅考察外貌对主观幸福感的影响程度（模型1）。相对于1～4分的低分组而言，外貌在5～6 分、7～8 分和9～10 分的中高分组对主观幸福感的影响概率分别是其1.252倍、1.900倍和2.518倍。因此，外貌评价越高，自评幸福的概率越高，外貌显著影响主观幸福感。

第二，加入性别、年龄、受教育程度等控制变量后，外貌仍然显著影响主观幸福感，且系数大小和符号均无明显变化（模型2）。再从控制变量的估计结果看，（1）女性自评幸福的概率略高于男性，但差异并不明显。（2）就年龄而言，在未加入年龄二次项（平方）之前，年龄与自评幸福呈现显著正相关关系。加入年龄二次项后，年龄估计系数显著为负，年龄二次项的估计系数显著为正，表明年龄与自评幸福存在“U”型关系（模型3）。可能原因：随着年龄的增加，面对成家立业的现实问题，年轻人压力逐渐增大，但主观幸福感仍然较高。到了中年以后，面对抚养子女、赡养老人、职业瓶颈等多重压力，主观幸福感降到最低。进入老年后，心态成熟稳重，儿女已成家立业，孙辈绕膝，积极享受晚年生活成为老年人的首选，主观幸福感又逐渐升高。（3）拥有大学及以上学历自评幸福的概率最高，其他学历层次对自评幸福无明显影响。受教育程度越高，获得的资源和机会越多，拥有较高的社会地位、稳定的工作和体面的收入，幸福指数更高。（4）在婚自评幸福的概率高于未婚，在婚人群能够获得家庭成员的物质和精神支持，对生活的满意度更高。而离异、丧偶、单身等不在婚人群亲情缺失，精神压力大，幸福指数较低。（5）收入对主观幸福感有显著正向影响，收入越高，主观幸福感越高。高收入群体用于美容消费较高，对修饰美更加重视，能够获得更多的赞美，更加自信，提高了主观幸福感。（6）健康状况越好，自评幸福的概率越高。拥有健康的体魄更加乐观和自信，因而主观幸福感更高。（7）兄弟姐妹数量

越多，自评幸福的概率越低，可能与家庭资源有限和子女攀比导致关系紧张有关，独生子女则不存在此类情况。

表2 主观幸福感交叉统计表（N=13 371单位：%）

第三，模型4考察了未分组的外貌评价对主观幸福感的影响，结果表明，模型估计系数、符号和显著性基本无差异，外貌依旧对主观幸福感有显著影响，即外貌评价越好，主观幸福感越高。综上，回归分析与交叉分析结论基本一致，印证了美貌对主观幸福感的积极作用。

表3 回归结果与稳健性检验（N=13 371）

（二）稳健性检验

通过替换模型和转换因变量考察模型稳健性（表3）。第一，保持因变量分组不变，将回归模型替换为多元Probit模型进行估计（模型5），结果表明，解释变量估计系数符号、显著性与多元Logit模型估计结果保持一致。第二，将三分类因变量转换为是否幸福的二分类因变量，分别进行二元Logit（模型6）、Probit（模型7）和OLS（模型8）估计，结果表明，解释变量估计系数和显著性无明显变化，表明模型稳健性较好，不必担心模型设定问题。

（三）中介效应分析

基准回归结果表明，作为重要的人力资本，受教育程度和健康状况显著影响自评幸福的概率。为探究外貌是否通过受教育程度和健康状况对主观幸福感产生间接影响，使用process分析软件，借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）[26]、Hayes，et al.（2014）[27]判别中介效应的经验方法。在控制其他变量前提下，对外貌与受教育程度、外貌与健康状况进行中介效应检验（表4～5）。

1.外貌与受教育程度中介效应检验。外貌对主观幸福感的总效应估计系数（c）为-0.1272（模型9）。外貌对受教育程度的直接效应估计系数（a）为0.1199（模型10）。控制了外貌影响后，受教育程度对主观幸福感的直接效应估计系数（b）为-0.0610（模型11）；控制了受教育程度影响后，外貌对主观幸福感的直接效应估计系数（c′）为-0.1199（模型11），估计系数均在P＜0.001水平上显著。结合Bootstrap检验结果（表5、模型15），ab 与c′同号，属于部分中介效应情况，中介效应对总效应贡献率=ab/c=5.75%。

2.外貌与健康状况中介效应检验。同理，结合模型（12～14）输出结果及Bootstrap检验结果（表5、模型16），外貌与健康状况的中介效应同样满足ab与c′同号，且估计系数均在P＜0.001水平上显著，属于部分中介效应情况，中介效应对总效应贡献率=ab/c=11.84%。

表4 中介效应检验（N=13 371）

表5 Bootstrap间接效应检验（N=13 371）

3.中介效应作用机制。外貌不仅直接对主观幸福感产生影响，而且通过中介变量受教育程度和健康状况对主观幸福感产生间接影响。在主观幸福感的影响机制中，受教育程度和健康状况发挥着重要的中介渠道作用，且健康状况的中介效应要强于受教育程度，如图1所示。教育和健康的中介渠道分析：一方面，美貌拥有者在学业方面能够获得更多的认可，存在“罗森塔尔效应”，即外貌越好，越容易被教师重视，学业成绩越优秀。未来取得事业成功的可能性更大，获得的资源和机会更多，提高了主观幸福感。另一方面，美貌拥有者为保持身材，科学饮食，积极参加体育锻炼，改善了健康状况。健康与幸福相伴相随，拥有健康体魄的个体，主观幸福感更高。

图1 中介效应作用机制

（四）异质性分析

为了解分样本和个体差异性，进行异质性分析。第一，外貌分组估计（表6）。外貌评价介于5～6分和7～8分时，外貌对主观幸福感依旧有显著正向影响，且估计系数大于全样本估计系数。外貌评价介于1～4分和9～10分时，外貌对主观幸福感有负向影响，在P＜0.1水平上显著。至于9～10分的高分组出现负相关的原因，可能因存在边际递减效应所致，拥有最好外貌的个体，主观幸福感并非最高。当外貌未达到峰值时，外貌与主观幸福感呈现显著正相关关系，外貌越好，主观幸福感越高。当外貌达到峰值时，外貌对主观幸福感的影响减弱，甚至起到负作用，而其他因素对主观幸福感的影响增强。第二，性别、婚姻和健康状况个体异质性分析（表7）。结果表明，男性和女性、在婚和非在婚的外貌评价对主观幸福感的影响显著为正，估计系数、符号和显著性无明显差异。不同健康状况的外貌评价对主观幸福感的影响存在差异，自评健康和自评一般的样本显著为正，而自评不健康的样本无显著性，表明健康与幸福相伴而生，身体越健康，主观幸福感越高。

表6 分样本检验

表7 个体异质性

（五）内生性问题

由于双向因果、遗漏变量和测量误差等原因，可能存在内生性问题，尝试选取体重（kg）作为外貌的工具变量进行估计。体重基本满足工具变量两个前提条件：一是相关性，体重是外貌评价重要指标之一，在“以瘦为美”的观念影响下，是否超重影响外貌评价等级。二是外生性，尚无充分证据表明体重与主观幸福感的相关关系，基本满足外生性假设。由稳健性检验可知，将三分类因变量转换为“是否幸福”的二分类因变量时，Probit模型、OLS模型与多元Logit 估计结果无显著差异，因此，将二分类变量“是否幸福”作为因变量，分别进行Ⅳ-probit和Ⅳ-OLS模型估计（表8）。结果表明，引入工具变量后，外貌评价仍然对主观幸福感有显著影响，可以认为本文估计结果是无偏的。

表8 工具变量估计结果

六、结论与讨论

（一）主要结论

基于中国劳动力动态调查数据（CLDS），考察了外貌对主观幸福感的影响及作用机制，描述性分析和实证研究表明：第一，外貌对主观幸福感有显著正向影响，总体上外貌评价越好，主观幸福感越高。同时存在边际递减效应，对于最好外貌的拥有者而言，外貌负作用于主观幸福感。第二，主观幸福感因个体异质性存在明显差异，满足女性、在婚、学历层次高、高收入、自评健康和独生子女特征的个体主观幸福感更强。反之，具备男性、不在婚、学历层次低、低收入、自评不健康和多子女特征的个体主观幸福感偏弱。无论男女，年龄与自评幸福存在“U”型关系，即随着年龄的增加，主观幸福感先降低后升高。第三，外貌不仅直接影响主观幸福感，而且通过健康状况和受教育程度的中介渠道对主观幸福感产生影响。健康状况和受教育程度作为中介变量时，中介效应对总效应贡献率分别为11.84%和5.75%，健康状况的中介效应强于受教育程度。

（二）讨论与启示

本研究验证了美貌对主观幸福感的积极作用，为人们追求幸福拓展了一条新途径。美貌与幸福密不可分，对美貌的追求，在一定程度上即是追求幸福的过程。美貌的个体往往能够获得更多的赞美和信任，在人际交往中更加主动，在学业和工作中更加自信，因而主观幸福感更高。古往今来，虽不倡导“以貌取人”，但外貌作为个人禀赋一部分，是独有的稀缺资源，是人际交往的媒介和桥梁，对主观幸福感的影响不应被忽视。外貌虽受先天条件制约，但并非一成不变，后天装饰美和气质美同样重要，所谓“女大十八变，越变越好看”。此外，本研究检验了教育和健康的中介效应，为我们提升主观幸福感提供了新的渠道。基于此，提高主观幸福感可以考虑以下几个方面：第一，注重外在形象，严于律己，时常“照镜子、正衣冠”，在人际交往过程中，高度重视仪容仪表，强化“首因效应”，提高他人认可度。无论是公共场合，还是私人空间，不降低自身外貌要求。第二，外貌既包括外在长相，也包括内在修养，“相由心生”，在熟人社会，内在修养和道德品质影响他人外貌评价，甚至起到决定性作用。应不断提高自身文化素养和道德素质，做到内外兼修，尽显个人魅力，以获得更多社会认可。第三，树立“我健康我美丽”的理念，积极参加体育锻炼，清淡饮食，力求塑造完美身材，焕发健康之美，彰显个人自信，为自身外貌加分。第四，不宜过分追求靓丽的外表，物极必反，遵循“中庸之道”，中等外貌最吃香。对于拥有最好颜值的个体而言，在保持靓丽外表的同时，为进一步提高主观幸福感，应关注外貌之外的教育、健康、收入等因素。

需要注意的是，主观幸福感受多种因素制约，外貌仅是影响因素之一。同样地，外貌也可能受到其他因素的影响，比如，收入越高，美容花费越高，外貌可能更加姣好。而工作强度越大，对外貌的负面影响可能更大。因此，应树立系统性思维，从收入、生育、社会资本、工作时间等多维度出发，全方位提升个体主观幸福感。