劳动力市场瘦身溢价的生成逻辑——人力资本与社会资本的综合解释

杨育土，丘海雄

（中山大学社会学与人类学学院，广州510275）

一、引 言

人口外貌特征对人类生活的影响无疑是巨大而深远的。身高、身材和面孔吸引力（俗称“颜值”）被认为是人口外貌特征的三大重要组成部分，本研究重点考察身材对工资影响的生成机制。身材肥胖的人在生活中许多方面不断承受着所谓的“肥胖污名”（Obesity Stigma）。尽管全世界肥胖的人越来越多，但肥胖的人被认为是最后一种可以接受的被诋毁的目标，被赋予了许多诸如懒惰、不努力、自制力差等负面标签和刻板印象，甚至肥胖的人也自认为自己身上具有这些负面特征。

在劳动力市场领域，身材不仅影响着求职面试的成功率，而且也影响着劳动者的工资收入水平。身材肥胖的人在劳动力市场往往会遭到歧视，他们求职的成功率更低，甚至相当部分的岗位并不对体重过高的申请者开放，他们获得的工资收入水平也更低，体现出一种所谓的“肥胖罚金效应”（Obesity Penalty Effect）。相对于那些肥胖者面临的肥胖罚金而言，那些身材中等或偏瘦的人则具有“瘦身溢价”（Slimming Premium）。本文从对偏瘦的人有利的角度定义身材与工资的关系，这样就可以更加直观地分析劳动力市场肥胖罚金或瘦身溢价的生成逻辑。正因为肥胖的人在生活中会面临着诸多不利，而苗条的人显然更受欢迎，更为可怕的是，这种不利甚至延伸到工作机会和工资水平的差别上。因此，瘦身运动越来越在全社会广泛流行，因为这不仅仅关乎审美，更关乎实际的经济收益。

目前对劳动力市场“肥胖罚金效应”的解释主要有三种：一是肥胖的人更加缺乏自信，自我评价更低[1][2]，这会影响他们的面试和职场表现；二是肥胖的人拥有的人力资本更少[3]；三是肥胖的人在劳动力市场面临着雇主的歧视[4]，这主要包括基于信息不对称的歧视（Discrimination due to Asymmetric Infor⁃mation）以及基于好恶的歧视（Taste-Based Discrimination）[5]。虽然大量的已有研究关注到肥胖的工资罚金效应，即肥胖的人收入普遍更低，并且试图去解释造成这种效应的原因。但是，关于肥胖的工资罚金效应是如何形成的？现有的解释框架的解释力度究竟有多少？这些解释逻辑之间是相互作用，还是独立影响？在不同的社会情境下，肥胖的工资罚金效应有何差异……等等，这些与解释逻辑相关问题的研究还远远不够。劳动者“肥胖罚金”或“瘦身溢价”生成逻辑显然还有广阔的探索空间。

本文从人力资本和社会资本的有关理论出发，意在探索劳动力市场瘦身溢价的生成逻辑，通过“剥洋葱”式层层深入的剖析，首先分别考察人力资本和社会资本各自在瘦身溢价中是否起到中介作用，其次考察人力资本与个体社会资本在瘦身溢价效应之间的相互作用，最后考察在不同市场化程度下，瘦身溢价效应及其中介变量是否存在显著差异，从而在一定程度上揭开瘦身溢价这一神秘面纱。

二、理论逻辑与研究假设

（一）劳动者身材与工资的关系

劳动者身材对工资具有重要影响，肥胖罚金效应或瘦身溢价效应已经被大量实证研究所证实[1][2][6-10]。然而，虽然劳动力市场的肥胖罚金效应似乎已成为一种共识，但效应大小却随不同性别群体、不同岗位类型而产生差异。在分性别群体上，许多研究表明，女性群体面临的肥胖罚金效应比男性群体严重[1][2][6-9]。部分学者则发现了肥胖罚金效应在岗位类型分配上也存在差异，肥胖工资惩罚在需要更多社会交往技能的工作岗位上越严重[5][9]。

鉴于肥胖罚金或瘦身溢价具有普遍性，因此我们提出本文的第一个假设：

H1：劳动者瘦身溢价显著存在

（二）并行多重中介模型

1.人力资本的中介作用

儿童时期的肥胖会影响到认知能力的发展，进而影响到其人力资本的积累。相对于身材中等或偏瘦的儿童而言，肥胖的儿童具有负向的认知能力发展和学习表现。主要的解释有以下几种：一是教师对肥胖学生的歧视会导致他们更差的学习表现[11]；二是肥胖相关疾病可能带来的学习技能获取障碍[11]；三是一些神经生物学的路径[12]；四是可能来自家庭背景等一些未知的第三方因素[13]。因此，相对而言，那些长得较苗条的人就获得了一种隐性的人力资本溢价。

而人力资本对工资收入的促进作用早已是一种广泛认可的共识，人力资本（受教育程度）早已成为工资方程中不可或缺的关键变量之一。

综上，我们提出本文的第二个假设：

H2：人力资本在瘦身溢价中起到正向中介作用

2.社会资本的中介作用

（1）个体社会资本的中介作用由于全社会对苗条身材是痴迷的，这种痴迷形成了一种强大而持久的社会压力，让人们对过重或肥胖的身材难以容忍，无论是儿童、青少年还是成年人，肥胖都是一种不受欢迎的状态。甚至，肥胖成了一种污名化的特征，肥胖的人常常被一些具有侮辱性和贬低性的词汇进行羞辱。因此，有研究发现与那些体重正常的青少年相比，肥胖的青少年更可能被社会孤立，处于社会网络的外围和边缘，他们被其他同伴视为朋友的可能性也更低[14]。换言之，身体正常或偏瘦的人更能获得社会的认可，具有更好的朋友圈。

同样，自从格兰若维特（Granovetter）[15]对社会网络与找工作的关系进行系统研究以来，个体社会资本对工资的促进作用得到了大量实证研究的支持[16-18]。

因此，我们提出本文的第三个假设：

H3：个体社会资本在瘦身溢价中起到正向中介作用

（2）集体社会资本的中介作用根据科尔曼对宏观与微观联结的理论性论述，个体层次的行动在一定条件下能够影响到宏观层次的效果[19]。如果这个理论是成立的，那么个体社会资本与集体社会资本应该存在某种联结，这种联结会使得个体社会资本与集体社会资本相互影响。从这个意义上说，身材能够通过影响个体社会资本，从而对集体社会资本产生影响。

但是，事实上目前个体社会资本和集体社会资本仍然存在着理论对峙和概念割裂，通常被视为两个相互独立的知识体系，似乎难以相互影响[20][21]。尤其是在中国这样一个以“关系本位”为特征的人际社会中，以特殊信任为主，普遍信任相对不足的社会结构特征的存在，使得个体社会资本十分活跃，而集体社会资本却相对匮乏[21]。个体社会资本的增加并不会明显改善集体社会资本。

可见，身材会不会通过个体社会资本影响到集体社会资本，是一个竞争性命题。

而已有的有关经济学研究表明，以普遍信任、社会规范等为衡量维度的集体社会资本，对经济发展与工资收入的增加具有促进作用[22][23]。

基于以上分析，我们提出以下竞争性假设：

H4a：集体社会资本在身材与工资的关系中起到中介作用

H4b：集体社会资本在身材与工资的关系中不起中介作用

综上，我们将人力资本、个体社会资本以及集体社会资本的并行多重中介理论模型表示如图1。

图1 并行多重中介的理论模型

（三）多步中介模型

如果对人力资本与个体社会资本之间的关系进行更进一步的分析，我们就可能发现更加复杂多样的瘦身溢价的生成过程，即可能存在多步中介效应。已有研究表明，个体社会资本与人力资本是相互影响的[24-26]。个体社会资本对人力资本的形成与积累会产生影响，家庭内部社会资本和家庭外部社会资本都有会对子女的人力资本（教育获得）产生影响[24][25]。而同样地，人力资本对个体社会资本的形成和积累也会产生影响，教育层次的提高有助于结识到更加优秀的朋友[26]。

因此，基于以上分析，我们提出以下假设：

H5a：“身材—个体社会资本—人力资本—工资”多步中介存在

H5b：“身材—人力资本—个体社会资本—工资”多步中介存在

图2 “身材—个体社会资本—人力资本—工资”多步中介理论模型

（四）市场化程度的调节效应

1.对瘦身溢价效应的调节

根据传统经济学理论，在完全竞争条件下，市场化可以消除劳动力市场的歧视行为。这是由于歧视本身与劳动生产率无关，对雇员进行歧视性对待会增加雇主的额外成本，从而使具有歧视行为的雇主在市场竞争中丧失优势[27]。但该观点成立需要符合两个前提：一是市场是完全竞争的；二是劳动力市场的歧视行为与生产率无关，是一种纯粹的歧视。在现实中，这两个前提难以成立，不仅不存在完全竞争市场，而且劳动力市场的歧视也被认为不完全是纯粹的歧视，它与能力是相关的。回到肥胖歧视上来，雇主对肥胖员工的区别对待可能与肥胖员工本身所具的人力资本劣势有关[3]。因此，市场化对瘦身溢价的调节作用也是一个竞争性命题。如果肥胖歧视是纯粹的歧视，那么市场化程度的加深就有利于肥胖歧视或瘦身溢价的弱化甚至消失；如果肥胖歧视与肥胖者自身的能力有关，那么市场化程度的加深可能会使瘦身溢价效应更加强化；如果肥胖歧视是一种出于本能或者与经济效益无关的偏好，本身具有恒定性，那么市场化程度对瘦身溢价不会产生调节作用。

2.对人力资本中介效应的调节

市场化与劳动力市场人力资本回报之间的关系也是一个争议性的话题。包括倪志伟、边燕杰等在内的多数学者认为，市场化会促进劳动力市场人力资本回报的上升，市场经济能够使人力资本的效能得到更加充分的释放[28]。但是，也有部分学者认为市场化并不能使人力资本的回报得到提升[29][30]。谢宇等发现中国的市场化并没有使城市居民的人力资本回报上升，他们认为这个结果可能与劳动力市场不够完善有关[29]。过了几年，吴晓刚和谢宇又发现在1987～1996年的中国，虽然城市职工的人力资本回报是上升的，但这种上升效应不是市场化造成的，而是城市职工从国有部门向市场部门转移所产生的职业流动造成的[30]。

3.对个体社会资本中介效应的调节

市场化与社会资本的关系同样是一个竞争性命题。关于在市场化程度不断加深的中国，社会资本作用是强化还是弱化的问题也有着截然不同的两种回答。部分学者认为，社会资本与市场是一种“此消彼长”的关系，社会资本作为一种非正式制度，随着市场这一正式制度的不断完善其在劳动力市场中发挥的作用将会不断减弱[31]。另一部分学者认为，市场化并不会使社会资本的作用弱化或消失，而是可能会使社会资本产生一些适应性变化，以另外的方式发挥作用，甚至是更大的作用[32]。张文宏、张莉通过不同的方式对市场化和社会资本进行测量，发现不同的测量具有一致性的结果：市场化程度的加深提升了社会资本的“认可度”，但降低了社会资本的“含金量”[33]。

从以上分析可以得知，市场化程度对瘦身溢价直接效应的调节、对人力资本中介效应的调节、对个体社会资本中介效应的调节都没有共识性的结论，理论关系模型如图4所示。本研究提出以下竞争性假设：

H6a：市场化程度对瘦身溢价及其中介效应存在显著的调节作用

H6b：市场化程度对瘦身溢价及其中介效应不存在显著的调节作用

图3 “身材—人力资本—个体社会资本—工资”多步中介理论模型

图4 市场化程度对瘦身溢价及其中介变量的调节效应理论模型

三、研究设计

（一）数据来源与统计方法

本研究采用中山大学社会科学调查中心收集的2016年中国劳动力动态调查（CLDS）数据。该数据主要的调查对象为家庭中的全部劳动力（15～64岁的家庭成员），内容包括了人口学特征、教育、工作、迁移、工作历史、劳动者状态、社会支持与社会参与等众多主题，采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法进行调查，并分为追踪调查和新增调查两大类。该调查从2012年开始，每两年组织一次全面调查，样本覆盖了全国29个省市，具有较好的代表性。2016年的CLDS调查数据有21086个样本，本文在剔除异常值、缺失值以及没有收入（或没有报告）的样本以后（其中，工资收入对数按照剔除两端1%极值的处理方法使得其更加符合正态分布，共剔除了31个极值样本），获得了有效样本共2117个。由于在生成逻辑分析中加入了中介变量和调节变量，剔除异常值、缺失值等使得这部分的样本减少到1711个。

在瘦身溢价的存在性方面，本研究首先采用最小二乘法（OLS）多元线性回归考察瘦身溢价的存在性。由于可能存在遗漏解释变量、双向因果等原因造成身材与工资之间的关系可能存在内生性问题，已有不少学者考虑到这个问题，并采取相应的措施处理。如Cawley（2004）使用孩子的BMI作为母亲BMI的工具变量[2]，Morris（2006）用区域层次的平均BMI作为工具变量[7]。我们知道，寻找到一个好的工具变量是不容易的，并且工具变量法也常常难以满足与扰动项不相关的要求而具有较大的争议性，再考虑到数据的可得性，本研究参考陶然和周敏慧（2012）的做法，运用反事实分析框架中的倾向值匹配法分析身材与工资之间可能存在的内生性问题[34]。

首先，将BMI变量处理成一个偏瘦的二分变量，控制组为身材其他组，包括身材中等及偏胖，处理组为身材偏瘦组；第二步，使用Logit 回归计算每个劳动者个体具有潜在身材偏瘦的倾向值；第三步，将处理组和控制组按照倾向值进行重新匹配，匹配方法有多种，本文采用最常用的最近邻匹配法；第四步，检验匹配的共同支撑区间、匹配前后的核密度函数变化以及偏差程度变化；第五步，对已经匹配完成的两组样本进行估计，获得总体样本平均处理效应（ATE）。

其中，ATE、ATT和ATU的计算公式如下：

在式（1）中，ATE是总体样本的平均处理效应，ATT是处理组的平均处理效应，ATU是控制组的平均处理效应，π是总体样本中接受处理的比例，（1-π）是总体样本中没有接受处理的比例。

在式（2）中，P（i）是倾向值，Slimming=1表示处理组，即身材偏瘦。lnwagei1表示第i个身材偏瘦的个体作为身材偏瘦时的工资收入，lnwagei0表示属于身材偏瘦的第i个个体作为身材其他组时的工资收入，lnwagei1是可观测的，lnwagei0是不可观测的。

在式（3）中，P（i）是倾向值，Slimming=0 表示控制组，即身材其他组。lnwagei1表示属于身材其他组的第i个个体作为身材偏瘦时的工资收入，lnwagei1表示属于身材其他组的第i个个体作为身材其他时的工资收入，lnwagei1是不可观测的，lnwagei0是可观测的。

在瘦身溢价的生成逻辑方面，本文采用结构方程模型（SEM）来研究劳动者瘦身溢价的生成逻辑，并使用Mplus 8.1软件进行操作。表2展示了各个模型的拟合信息，由于本文分析的样本量（1711个）远远大于结构方程模型的理想样本量，造成模型拟合的卡方值/自由度偏大，但其他拟合指标（RM⁃SEA，CFI，TLI，SRMR等）较为良好。因此，总体模型拟合是可接受的。本文采用Bootstrap法进行中介效应检验，有放回地重复抽样5000次。在多重中介和多步中介中，采用最大似然法（ML）进行分析，同时汇报百分位Bootstrap和偏差校正百分位Bootstrap法95%的置信区间情况。在多步中介效应中，采用最大似然法，汇报偏差校正百分位Bootstrap法95%的置信区间情况。在调节效应中，将显著性水平适当放宽，汇报偏差校正百分位Bootstrap法90%的置信区间情况。

（二）变量构造与描述性统计

1.因变量

本研究的因变量为“工资年收入”，为显变量，对应的问卷题目是“不扣除个人所得税，社会保险和住房公积金，您2015年的工资性收入确定是有多少？”。对个人工资年收入进行对数处理后，按照样本分布百分比处理成一个1～5分的有序变量（见表1）。

2.自变量

本研究的自变量为身材，也是一个显变量，用身体质量指数（Body Mass Index，BMI）表示。BMI是常用的衡量身材胖瘦程度的重要指标，计算公式为体重除以身高的平方。同样地，将BMI按照样本分布百分比处理成一个1～5分的有序变量（见表1）。

3.中介变量

（1）人力资本本文所使用的人力资本变量是一个潜变量，由受教育程度（T1）、专业技能水平（T2）、阅读能力（T3），书面写信能力（T4）、短信使用能力（T5）、网银使用能力（T6）、车票网购能力（T7）、ATM取款能力（T8）等8个题项组成。经过验证性因子分析（CFA），并参考修正指数（MI），将因子载荷值较低的题项删除，保留T1，T3和T6三个题项。

（2）社会资本本文将社会资本的测量分为个体社会资本和集体社会资本，二者都是潜变量。个体社会资本采用社会网络法进行衡量，由于CLDS数据并没有收集关于被调查者社会网络成员的职业、行业等相关信息，造成难以有效衡量社会网络的网顶、网差等维度特征，只能从讨论社交网络、餐饮社交网络两个方面衡量个体社会资本。讨论社交网络侧重衡量的是网络规模，即能够得到支持或帮助的朋友人数，讨论社交网络包含三个题项：可诉说心事的人数（M11）、可讨论重要问题的人数（M12），可借钱的人数（M13），经过验证性因子分析及其修正后，因子载荷良好，无修正提示，全部留下；餐饮社交网络侧重衡量的是网络强度，即餐饮社会交往互动的频率，餐饮社交网络包含五个题项：工作日在外就餐频率（M01）、休息日在外就餐频率（M02）、请人在外就餐频率（M03）、被请在外就餐频率（M04）、陪友在外就餐频率（M05）。经过验证性因子分析及其修正后，剔除因子载荷较低的M02。

集体社会资本包括社区社会资本、社会信任和社会规范。社区社会资本由社区居民熟悉程度（M21）、社区居民信任程度（M22）、社区居民互助程度（M23）三个题项组成，经过验证性因子分析及其修正后，因子载荷良好，无修正提示，全部留下；社会信任由对家人的信任（M31）、对亲戚朋友的信任（M32）、对邻居的信任（M33）、对同学的信任（M34）、对同乡的信任（M35）、对陌生人的信任（M36）、对同事的信任（M37）、对生意人的信任（M38）、对信教者的信任（M39）等九个题项构成。原打算将社会信任分为特殊信任与普遍信任，但由于结构方程模型无法收敛，故直接将九个题项进行验证性因子分析，删除了因子载荷较低的题项，保留了对同学的信任（M34）、对同乡的信任（M35）、对同事的信任（M37）。社会规范由社会公平程度（M41）、社区安全程度（M42）、未来失业可能（M43）、遭遇侵害可能（M44）、遭遇恐袭可能（M45）、假药或伪劣食品可能（M46）、感染传染病可能（M47）以及遭遇环境污染可能（M48）等八个题项组成，通过验证性因子分析，保留了遭遇侵害可能（M44）、遭遇恐袭可能（M45）、感染传染病可能（M47）。

4.调节变量

市场化程度是本文的调节变量，用王小鲁、樊纲等公布的2016年中国分省份市场化指数[35]表示，将连续变量处理成二分变量，0=市场化低（市场化指数小于5），1=市场化高（市场化指数大于等于5）。

5.描述性统计

表1汇报了所有变量的描述性统计情况。从表1中可以看出，因变量方面，工资收入的均值和最小值相差较大，且5分变量的工资收入均值相对较小，说明整体而言，全国平均工资收入水平不高，且工资收入的差距较大，“被平均”的现象较为明显；自变量方面，BMI的均值为2.97，基本处于中等，标准差较大，说明身材的个体差异较大；中介变量方面，整体而言，人力资本、个体社会资本的均值都小于3.00，标准差大多大于1，说明全国平均而言，人力资本、个体社会资本水平都较低，个体占有的人力资本和个体社会资本差异较大；而集体社会资本的均值都大于3.00，标准差大多小于1，说明全国平均的集体社会资本较高，集体社会资本的差异较小；控制变量方面，性别分布上男女大致相当，男性偏多一点；平均年龄40岁左右，说明以中青年劳动力为主；党员的比例大约1成多，说明大多数劳动者为非党员；户籍的均值为0.38，说明大部分的劳动者是农村户籍劳动者；婚姻状况的均值为0.81，说明大多数劳动者为已婚有偶状态；父亲学历和母亲学历都偏低，且标准差较大，父亲平均学历高于母亲，说明上一代的受教育程度都偏低，且不同家庭的家长之间学历差异较大。

表1 描述性统计

续表

四、研究结果分析

（一）瘦身溢价效应的存在性

表2汇报了用最小二乘法（OLS）估计的瘦身溢价效应及其性别差异情况。从表2可以看出，在控制了性别、受教育程度、年龄、年龄平方、党员、户籍、婚姻状况、父亲学历、母亲学历之后，瘦身溢价效应在5%的显著性水平上是显著存在的，其估计系数为0.027，意为身材每瘦一个等级（如从很胖到偏胖），工资收入可以提高2.7%，假设H1得到了支持。分性别群体的回归中显示，瘦身溢价效应在男性群体中不显著，在女性群体中是显著的，并且在女性群体中的估计系数大于男性群体，说明瘦身的溢价效应在女性群体中是更明显的，这与大多数已有研究相一致，即与男性群体相比，女性群体面临的肥胖罚金或瘦身溢价效应更为明显。

本研究采用反事实分析中的倾向值匹配法来分析身材与工资关系中可能存在的内生性问题。图5汇报了身材偏瘦组和身材其他组进行倾向值匹配前后倾向值密度函数的变化。从图5可以看出，在匹配前，处理组和控制组的倾向值密度函数曲线变化情况差异明显。这表明，对瘦身溢价效应估计存在内生性问题，从而可能造成OLS回归的有偏估计。而在匹配后，处理组和控制组的倾向值密度函数曲线差异缩小，说明进行倾向值匹配之后，处理组和控制组的特征差异得到了有效的消减。

表2 瘦身溢价效应及其性别差异

图5 身材偏瘦组与身材其他组匹配前后倾向值密度函数的变化

表3汇报了身材偏瘦组与身材其他组的共同支撑区间分布情况，从表3可以直观看出，大部分观测值都在共同支撑区间范围内，不在共同取值范围内的样本数只有11个，其中属于控制组的有8个，属于处理组的有3个，因此在进行倾向值匹配时，仅会损失非常少量样本，不会因损失样本而造成较大的估计偏差。

表4 汇报了用最近邻法进行倾向值匹配的平均处理效应结果。身材偏瘦者，相对于身材其他者而言，具有显著的工资溢价效应，其总体样本的平均处理效应ATE为0.23，Z值为7.78，大于3.31的临界值，在0.1%的显著性水平上是显著的，估计系数远大于OLS 估计的0.0723，说明OLS 回归对身材偏瘦者的工资溢价存在较大程度的低估。

平衡性检验的结果表明，相对于匹配前，所有变量在匹配后处理组和控制组的偏误比例都明显变小了，并且基本上都小于10%，处理组和控制组的差异t值检验也大部分从匹配前的0.1%显著性水平上显著到匹配后的5%显著性水平上不显著，说明匹配效果较好（限于文章篇幅，平衡性检验的结果未报告，有兴趣的读者可以向作者索取）。

表3 身材偏瘦组与身材其他组共同支撑区间分布

表4 瘦身溢价倾向值匹配的平均处理效应（最近邻匹配）

表5 模型拟合信息

（二）身材溢价效应的生成逻辑

1.模型拟合情况

表5汇报了所有生成机制模型的拟合信息。从表5 中可以看出，所有模型的卡方自由度比（χ2/df）都偏大一些，这可能与两个方面的因素有关。一是样本量较大，二是本研究的自变量、因变量和调节变量都是显变量，只有中介变量是潜变量，客观上容易使得模型的各项拟合指标不太理想，如卡方自由度比偏大，标准均方根残差（Standard Root Mean-square Residual，SRMR）的值偏大，但总体上可以接受。另外，近似误差均方根（Root Mean Square Error of Approxima⁃tion，RMSEA）大多小于0.08，比较拟合指数（Comparative Fit Index，CFI）和塔克—刘易斯指数（Tucker-Lewis Index，TLI）也大多大于0.9，说明整体上各个模型的拟合效果较好。

2.信度与效度分析

表6汇报了各个潜变量的信度和收敛效度。从表6可以看出，潜变量的标准化载荷均有大于0.6以上（其中M37 为0.545，接近0.6，可以接受），标准化因子载荷除以标准误（即Z 值）都大于1.96，且P值都小于0.001，因此，所有的题目都是在0.1%的显著性水平上是显著的。所有题目信度都大于0.36（其中M37为0.292，勉强接受），说明潜变量对题目的解释能力良好。所有潜变量的组合信度都大于0.7，所有潜变量的AVE都大于0.5，说明组合信度和收敛效度可以接受。

表6 信度与收敛效度表（标准化）

表7汇报了各个潜变量的区别效度。从表7可以看出，M0的AVE 开根号值（0.853）远大于M0与M1，M0 与M2，M0 与M3，M0 与M4，M0 与T 之间的皮尔森相关系数（分别为0.180、-0.063、0.009、-0.037、0.335）。同理，另外的变量M1，M2，M3，M4，T的AVE开根号值也远大于相互之间的皮尔森相关系数。因此，所有潜变量的区别效度都很好。

3.并行多重中介效应

表8汇报了并行多重中介效应的结果。从表8可以看出：首先，直接效应X-Y是显著的，P值小于0.01，Bootstrap置信区间都没有包含0，系数为0.069，说明身材苗条程度每增加1个等级，工资就增加6.9%，瘦身溢价效应存在，假设H1得到支持（回归分析中加入了一系列控制变量，所以使得估计系数变小）；其次，M0、M1、T中介效应显著，系数分别为0.024，0.007，0.105，P值都小于0.05，Bootstrap置信区间都没有包含0，因此我们可以判断人力资本和个体社会资本在瘦身溢价中都起到中介效应，假设H2、H3得到支持。并且，人力资本的中介效应大于社会资本；再次，M2，M3，M4中介效应都不显著，P值都大于0.05，Bootstrap置信区间都包含0，因此我们可以判断以社区互助、社会信任和社会规范所代表的集体社会资本在瘦身溢价中没有起到显著的中介效应。这说明在当下中国，个体社会资本与集体社会资本之间难以相互影响，身材虽然影响到个体社会资本的形成，但无法影响集体社会资本，假设H4b得到支持，H4a没有得到支持。最后，通过不同中介效应的显著性差异比较可以发现，无论是M0和M1、M0和T以及M1和T，他们之间的中介效应都是有显著差异的，其P值都小于0.001，Bootstrap置信区间都没有包含0。

表7 区别效度分析表

表8 并行多重中介效果

4.多步中介效应

表9 汇报了多步中介效应的结果。从表9 可以看出：首先，X-M0-T-Y，X-M1-T-Y，X-T-M0-Y，X-T-M1-Y都是显著的，P值都小于0.05，偏差校正百分位Bootstrap的置信区间都不包含0，点估计值分别为0.047，0.009，0.009，0.003，可见“身材—个体社会资本—人力资本—工资”与“身材—人力资本—个体社会资本—工资”这两条多步中介都存在，人力资本与社会资本是相互促进，相互影响的关系，假设H5a，H5b都得到了支持。其次，从系数大小的比较可以看出，在两个多步中介中，“身材—个体社会资本—人力资本—工资”的中介效应大于“身材—人力资本—个体社会资本—工资”，这说明虽然两个多步中介都存在，但是个体社会资本在人力资本的中介效应中起到了更强的先导性作用。最后，根据偏差校正百分位Bootstrap的置信区间，除了个别路径没有得到支持外（X-M1-Y），大部分所有模型中的其他路径也得到了实证结果的支持。

表9 多步中介效应结果

5.市场化程度的调节效应

表10汇报了市场化程度作为调节变量，对瘦身溢价效应、个体社会资本中介效应以及人力资本中介效应的调节效果，偏差校正百分位Bootstrap的置信区间选择90%。从表10可以看出：首先，市场化程度对X-Y 的调节效应在10%的置信水平上是显著的，与低市场化组相比，高市场化组中的系数变小，说明市场化对瘦身溢价具有弱化效应；其次，市场化程度对M0中介效应的调节不显著，说明XM0-Y这一影响路径并不会受到市场化程度高低的影响，无论在市场化程度较低还是较高阶段，餐饮社交网络的中介效应都是存在的；而市场化程度对M1中介效应的调节在10%的显著性水平上是显著的，说明X-M1-Y这一影响路径受到市场化程度高低的影响。在市场化的较低阶段，M1这条中介没有发挥效应，在市场化程度较高的阶段才发挥效应，这说明讨论社交网络只有在市场化程度较高的地方才能发挥中介效应。因此，市场化程度对个体社会资本中介效应的调节效果主要取决于个体社会资本的测量方式；最后，市场化程度对T中介效应的调节也是不显著的，X-T-Y这一影响路径也不会受到市场化程度高低的影响，无论在市场化程度较低还是较高阶段，人力资本的中介效应都是存在的，说明市场化程度的增加，不会强化或弱化人力资本在瘦身溢价中的中介效应，这在一定程度上印证了人力资本对瘦身溢价效应影响的恒定性。

表10 市场化程度调节效应结果

五、结论与讨论

本文意在探究瘦身溢价的生成逻辑，对不同市场化条件下劳动者瘦身溢价及其作用机制的研究得出了以下结论：一是瘦身溢价确实是存在的，身材每瘦一个等级（如从很胖到偏胖），工资收入可以提高2.7%，瘦身有一定的经济回报。二是劳动者的身材可以通过人力资本、个体社会资本对工资产生影响，人力资本的中介作用大于个体社会资本，而集体社会资本的中介路径不存在；三是人力资本与社会资本是相互影响的，“身材—个体社会资本—人力资本—工资”与“身材—人力资本—个体社会资本—工资”这两个多步中介都存在，但“身材—个体社会资本—人力资本—工资”的中介作用大于“身材—人力资本—个体社会资本—工资”，说明个体社会资本在人力资本的中介效应中起到了更强的先导性作用；四是市场化程度对瘦身溢价具有显著的弱化效应，对人力资本的中介调节效应不显著，对个体社会资本的中介调节效应取决了个体社会资本的测量方式：在餐饮社交网络中不显著，但在讨论社交网络中是显著的。

本文的研究发现具有一定的政策启发价值。首先，瘦身溢价是确实存在的，我们的实证结果与大部分相关研究相一致，瘦身有利于提升个人经济效益。对肥胖群体而言，减肥是可以获得收入回报的，这一发现在一定程度上可以对肥胖者产生减肥的激励效果，有利于在全社会形成更加健康的生活方式。其次，人力资本和个体社会资本在身高溢价效应发挥了中介作用。这就告诉我们，对政府部门和学校而言，一方面要定期检测国民的身体健康情况，尤其是青少年的身体发育、营养健康及肥胖情况，采取各种措施协助肥胖者进行有效减肥；另一方面，对既已成为的身材肥胖事实，要采取各种措施促进肥胖人群加大人力资本和个体社会资本的提升力度，更加关注和关爱肥胖群体，更加关心他们的学习状态、人际交往和身心健康。对肥胖群体自身而言，一方面要积极减肥，提升在劳动力市场的竞争力；另一方面，也需要大力提升自身的人力资本与个体社会资本，以抵消或弱化肥胖罚金效应。再次，市场化可以弱化瘦身溢价效应。说明随着市场化改革的不断推进，我国劳动力市场肥胖歧视可以逐渐得到弱化。因此，继续推进市场化改革，提升市场化水平，仍然是消除肥胖歧视，促进就业公平的有效手段。

此外，必须看到，集体社会资本对瘦身溢价没有产生显著的中介效应。在本研究中，集体社会资本包括社区社会资本、社会信任和社会规范。这个结论在一定程度上印证了已有学者提出的，在中国的社会情境下，个体社会资本和集体社会资本之间存在的断裂状态，二者是相互独立的运行体系，个体社会资本的增加并不必然会导致集体社会资本的增加[20][21]，提升集体社会资本更多地需要从制度层面入手。另外，也表明社区之间的熟悉程度、信任程度和互助程度等社区社会资本的高低可能与个体的身材等生理性体貌特征之间没有显著的关联，可能要从非生理性因素方面寻找原因，社区社会资本可能更多地与社区内部的社会性因素，如社会经济地位的异质性、群体构成的异质性等社会性因素有关，提升社区社会资本更多地有赖于社区内部的社会性互动、文化性培养以及制度性建构。