外貌的幸福效應(yīng)
——基于CLDS（2016）的實(shí)證分析

石 鄭

（北京師范大學(xué)政府管理學(xué)院，北京100875）

一、引 言

我國(guó)居民幸福指數(shù)長(zhǎng)期滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，《中國(guó)經(jīng)濟(jì)生活大調(diào)查（2019～2020）》顯示，半數(shù)以上的受訪者感覺(jué)不幸福或者一般，即感覺(jué)幸福的比例不足五成。聯(lián)合國(guó)發(fā)布的《2019 年全球幸福指數(shù)報(bào)告》顯示，我國(guó)居民幸福指數(shù)處于中游位置，低于歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家，仍有較大提升空間。因此，如何滿(mǎn)足人民對(duì)美好生活的向往，共享改革發(fā)展紅利，不斷增強(qiáng)人民的獲得感、幸福感和安全感，是黨和政府亟須持續(xù)關(guān)注的民生問(wèn)題。追求幸福是每個(gè)人的權(quán)利，改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著物質(zhì)財(cái)富的積累，人們的溫飽問(wèn)題得以解決。根據(jù)馬斯洛需求層次理論，在滿(mǎn)足低層次需求之后，追求更高層次的幸福需求成為每個(gè)人必然選擇，幸福感問(wèn)題也逐漸成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者追蹤的熱點(diǎn)。

“愛(ài)美之心，人皆有之”，外貌作為獨(dú)特資源和外在特征，對(duì)人的發(fā)展具有重要作用。美貌能夠給擁有者帶來(lái)自信，對(duì)職業(yè)發(fā)展、工資收入、競(jìng)選活動(dòng)、社會(huì)資本積累等產(chǎn)生積極影響，更容易實(shí)現(xiàn)人生價(jià)值。類(lèi)似的，美貌能否產(chǎn)生幸福溢價(jià)？外貌如何作用于主觀幸福感？考慮到外貌對(duì)家庭、事業(yè)和健康的重要影響，美貌或許能夠提升主觀幸福感。在有關(guān)主觀幸福感的研究中，學(xué)者多關(guān)注經(jīng)濟(jì)條件、社會(huì)支持、工作狀況等對(duì)主觀幸福感的影響，外貌與主觀幸福感的關(guān)系研究尚未引起重視。因此，厘清外貌對(duì)主觀幸福感的影響與作用機(jī)制，對(duì)于拓寬幸福的渠道具有重要意義。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

主觀幸福感是衡量是否幸福的重要指標(biāo)，有別于經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為的效用，是指人們對(duì)生活的主觀認(rèn)知評(píng)價(jià)，也是一種期望的精神狀態(tài)（Kahneman，et al，2006）[1]。主觀幸福感存在個(gè)體差異，社會(huì)支持、個(gè)人收入、生育行為、工作時(shí)間等被認(rèn)為是影響主觀幸福感的重要因素。具體來(lái)看，社會(huì)支持是指從社會(huì)關(guān)系中獲得的精神和物質(zhì)支持，有助于提高主觀幸福感（Nguyen，et al.，2016）[2]。經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)決定上層建筑，主觀幸福感的提高往往伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展（劉軍強(qiáng)等，2012）[3]，收入水平的上升對(duì)主觀幸福感有顯著正向影響（Diener，et al.，2013）[4]，其中，絕對(duì)收入對(duì)主觀幸福感的影響具有主導(dǎo)作用（Sacks，et al.，2012）[5]，而收入差距過(guò)大則不利于提高主觀幸福感（申云等，2016）[6]。當(dāng)然，也有學(xué)者認(rèn)為存在“幸福-收入悖論”，收入的增加并不一定引起主觀幸福感的提高（邢占軍，2011）[7]。至于生育行為對(duì)主觀幸福感的影響，大多數(shù)國(guó)外學(xué)者認(rèn)為生育行為對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響或者影響不顯著（Matysiak，et al.，2016）[8]，部分國(guó)內(nèi)學(xué)者則認(rèn)為生育孩子數(shù)量越多，父母主觀幸福感更強(qiáng)（穆錚等，2014）[9]，即“多子多?！保瑢?duì)于老年父母更是如此（張海峰等，2020）[10]，但也有學(xué)者認(rèn)為生育子女越多，并不意味著幸福感就越高，子女?dāng)?shù)量與幸福感是非線性關(guān)系（王欽池，2015）[11]。是否存在過(guò)度勞動(dòng)則對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響，一般而言，工作時(shí)間越長(zhǎng)，主觀幸福感越低（盛光華等，2015）[12]，但工作時(shí)間過(guò)短也不利于提高主觀幸福感，適度勞動(dòng)最幸福（吳煒炯，2016）[13]。

除了關(guān)注收入、社會(huì)支持、生育等因素對(duì)主觀幸福感的影響外，“美是幸福的承諾”（司湯達(dá)，法國(guó)），外貌對(duì)主觀幸福感的作用機(jī)制也引起學(xué)者興趣，但相關(guān)文獻(xiàn)仍然較少。概而論之，外貌是指人的外在特征，包括容貌、形象、衣著、身高、體重、五官、儀態(tài)及氣質(zhì)等多個(gè)維度（鄧衛(wèi)廣等，2019）[14]，是一個(gè)整體性概念。學(xué)者在研究外貌問(wèn)題時(shí)，并未嚴(yán)格界定外貌概念，身高、五官、牙齒、姿態(tài)、衣著等外在特征均被視為外貌。Hamermesh，et al.（2013）[15]通過(guò)分析加拿大、美國(guó)等國(guó)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)美貌可以顯著提高主觀幸福感，其中，半數(shù)的主觀幸福感變化值與間接因素相關(guān)，外貌較好的個(gè)體在教育、勞動(dòng)力市場(chǎng)上能夠取得更好的成就，從而提高了主觀幸福感。Lee，et al.（2017）[16]基于中國(guó)城鄉(xiāng)流動(dòng)人口調(diào)查數(shù)據(jù)（RUMiC），發(fā)現(xiàn)身材與主觀幸福感成正比，即身材越高大，主觀幸福感越高。反過(guò)來(lái)，如果身材肥胖，自尊心容易受到傷害，進(jìn)而產(chǎn)生焦慮情緒，降低了主觀幸福感（Friedman，et al.，2012）[17]。黃玖立等（2019）[18]使用CFPS 數(shù)據(jù)進(jìn)一步考察了外貌對(duì)主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)外貌更具吸引力的個(gè)體，其生活滿(mǎn)意度更高，存在“幸福溢價(jià)”。此外，婚姻滿(mǎn)意度作為主觀幸福感的重要組成部分也得到學(xué)者關(guān)注，且研究結(jié)論趨于一致，肯定了美貌對(duì)婚姻滿(mǎn)意度的正向作用，即外貌越好，婚姻越滿(mǎn)意（尹振宇等，2019[19]；胡文馨等，2019[20]）。大致來(lái)看，外貌主要通過(guò)兩種途徑影響主觀幸福感，一方面，外貌作為一種獨(dú)特稟賦，美貌能夠獲得更多的贊美、信任，擁有更多的朋友，因而美貌的個(gè)體更加快樂(lè)。另一方面，美貌擁有者在學(xué)業(yè)、婚姻、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、收入、職業(yè)發(fā)展等方面更具優(yōu)勢(shì)，間接提高了主觀幸福感（Herpin，2005）[21]。

綜上，學(xué)者基于各國(guó)代表性調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了外貌對(duì)主觀幸福感的影響，為后續(xù)研究提供了方法指導(dǎo)和經(jīng)驗(yàn)借鑒，但仍存在一定的不足。第一，現(xiàn)有研究多將教育和健康作為控制變量或是排除在外，忽視了教育和健康的中介作用。教育和健康作為重要的人力資本，不僅直接影響主觀幸福感，而且可能作為外貌的中介渠道對(duì)主觀幸福感施加影響。第二，國(guó)內(nèi)學(xué)者多將外貌作為連續(xù)變量處理，并未關(guān)注到不同外貌等級(jí)對(duì)主觀幸福感的影響差異。外貌對(duì)主觀幸福感的影響可能存在邊際遞減效應(yīng)，即外貌最好的個(gè)體主觀幸福感未必最高。因此，本研究進(jìn)一步拓展了相關(guān)研究，邊際貢獻(xiàn)主要有三個(gè)方面：一是增加中介變量健康狀況和受教育程度，考察外貌、健康狀況、受教育程度和主觀幸福感的中介機(jī)制。二是將外貌評(píng)價(jià)重新分組，以考察不同外貌分組對(duì)主觀幸福感的影響差異。三是首次使用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)考察外貌對(duì)主觀幸福感的影響，可進(jìn)一步印證已有研究結(jié)論。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)源為中山大學(xué)開(kāi)展的2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS），該數(shù)據(jù)以城鄉(xiāng)勞動(dòng)力為調(diào)查對(duì)象，涉及勞動(dòng)力的教育、就業(yè)、勞動(dòng)權(quán)益、職業(yè)流動(dòng)、職業(yè)保護(hù)與健康、職業(yè)滿(mǎn)足感和幸福感等的方面，是一項(xiàng)跨學(xué)科的大型追蹤調(diào)查。采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法確定調(diào)查樣本，樣本涵蓋中國(guó)29個(gè)省市，涉及個(gè)體21 086人，是一份全國(guó)性、權(quán)威性的勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù)。經(jīng)嚴(yán)格篩選，剔除極端值、缺失值等無(wú)效樣本，有效樣本共計(jì)13 371人。

2.變量選取與賦值

（1）因變量。CLDS問(wèn)卷調(diào)查中有關(guān)主觀幸福感的題目為“總的來(lái)說(shuō)，您認(rèn)為您的生活過(guò)得是否幸福？”，回答項(xiàng)分為“1=非常不幸?！薄?=不幸?！薄?=一般”“4=幸?！焙汀?=非常幸?！蔽鍌€(gè)等級(jí)。根據(jù)研究需要，對(duì)因變量重新合并分組與賦值（表1），分為“幸?！保ê靶腋！焙汀胺浅Ｐ腋！保?、“一般”和“不幸福”（含“不幸?！薄胺浅２恍腋！保┤M，屬于定序分類(lèi)因變量。

（2）解釋變量。解釋變量為調(diào)查員對(duì)被訪者外貌的主觀評(píng)價(jià)，共分為1～10 分十個(gè)等級(jí)，分值越高，表明外貌越好，反之，則越差。將外貌評(píng)價(jià)重新進(jìn)行分組，分為“1～4分”“5～6分”“7～8分”和“9～10分”四組，并將“1～4分”設(shè)置為參照組，以考察不同面貌分組對(duì)主觀幸福感的影響差異（表1）。

（3）控制變量?？疾焱饷矊?duì)主觀幸福感的影響，需要控制其他可能影響主觀幸福感的因素。如前所述，收入、婚姻狀況、健康狀況等因素影響主觀幸福感。此外，兄弟姐妹數(shù)量（王偉等，2013）[22]、受教育程度（何立新等，2011）[23]、年齡（Bergstad，et al.，2012）[24]、性別（Louis，et al.，2002）[25]等也可能是影響主觀幸福感的直接或間接因素?；诖耍_定性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、年收入、健康狀況及兄弟姐妹數(shù)量等7個(gè)控制變量，并對(duì)控制變量進(jìn)行分組與賦值（表1）。

表1 變量賦值與基本特征（N=13 371）

（二）模型構(gòu)建與檢驗(yàn)

因變量為“主觀幸福感”，分為“幸?！薄安恍腋！焙汀耙话恪比N類(lèi)別，屬于有序多分類(lèi)因變量。經(jīng)檢驗(yàn)，有序多元Logit 回歸模型未能通過(guò)平行線檢驗(yàn)（P＜0.05），故適用無(wú)序多元Logit 回歸模型。假定不幸福=1、幸福=2，一般=3，以“一般”為參照組，擬合兩個(gè)廣義Logit模型：

式中，π1+π2+π3=1，x1,…,xj為年齡、性別、受教育程度等變量，α、β為待估參數(shù)，?為擾動(dòng)項(xiàng)。

經(jīng)共線性檢驗(yàn)可知，自變量的方差膨脹系數(shù)（VIF）介于[1.05，1.50]，小于臨界值10；容忍度（Tolerance）數(shù)值介于[0.65，0.95]，大于臨界值0.1；特征值（Eigenvalue）數(shù)值介于[0.02，4.85]，不存在等于0 的情況；條件指數(shù)（Condition Index）數(shù)值介于[1.00，14.60]，顯著小于臨界值30。表明選取的自變量獨(dú)立性較好，不存在嚴(yán)重共線性問(wèn)題。

四、描述分析

以往研究在考察主觀幸福感影響因素時(shí)，常忽略自變量對(duì)主觀幸福感的交叉影響。為直觀展示主觀幸福感的個(gè)體異質(zhì)性，與回歸分析結(jié)果相互印證，進(jìn)行交叉分析與卡方檢驗(yàn)（表2）。結(jié)果表明，除性別變量外，其他自變量與主觀幸福感高度相關(guān)（P＜0.001）。從因變量分布看，自評(píng)幸福的比例為63.8%，自評(píng)一般的比例為29.8%，自評(píng)不幸福的比例為6.4%。從解釋變量來(lái)看，外貌評(píng)價(jià)越好，自評(píng)幸福的比例越高，其中，9～10分高分組自評(píng)幸福的比例達(dá)到75.8%，明顯高于低分組，初步表明外貌與主觀幸福感高度正相關(guān)。再?gòu)目刂谱兞糠植伎矗瑹o(wú)論男女，自評(píng)幸福的比例相差不大。年齡與自評(píng)幸福呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，即隨著年齡的增加，自評(píng)幸福的比例先降低后升高。受教育程度與自評(píng)幸福顯著正相關(guān)，即學(xué)歷越高，自評(píng)幸福的比例越高。在婚自評(píng)幸福的比例高于不在婚。收入水平越高，自評(píng)幸福的比例越高。個(gè)體越健康，自評(píng)幸福的比例越高。相對(duì)于獨(dú)生子女而言，兄弟姐妹數(shù)量越多，越不幸福。

五、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

第一，在未加入控制變量的前提下，僅考察外貌對(duì)主觀幸福感的影響程度（模型1）。相對(duì)于1～4分的低分組而言，外貌在5～6 分、7～8 分和9～10 分的中高分組對(duì)主觀幸福感的影響概率分別是其1.252倍、1.900倍和2.518倍。因此，外貌評(píng)價(jià)越高，自評(píng)幸福的概率越高，外貌顯著影響主觀幸福感。

第二，加入性別、年齡、受教育程度等控制變量后，外貌仍然顯著影響主觀幸福感，且系數(shù)大小和符號(hào)均無(wú)明顯變化（模型2）。再?gòu)目刂谱兞康墓烙?jì)結(jié)果看，（1）女性自評(píng)幸福的概率略高于男性，但差異并不明顯。（2）就年齡而言，在未加入年齡二次項(xiàng)（平方）之前，年齡與自評(píng)幸福呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。加入年齡二次項(xiàng)后，年齡估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，年齡二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明年齡與自評(píng)幸福存在“U”型關(guān)系（模型3）?？赡茉颍弘S著年齡的增加，面對(duì)成家立業(yè)的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，年輕人壓力逐漸增大，但主觀幸福感仍然較高。到了中年以后，面對(duì)撫養(yǎng)子女、贍養(yǎng)老人、職業(yè)瓶頸等多重壓力，主觀幸福感降到最低。進(jìn)入老年后，心態(tài)成熟穩(wěn)重，兒女已成家立業(yè)，孫輩繞膝，積極享受晚年生活成為老年人的首選，主觀幸福感又逐漸升高。（3）擁有大學(xué)及以上學(xué)歷自評(píng)幸福的概率最高，其他學(xué)歷層次對(duì)自評(píng)幸福無(wú)明顯影響。受教育程度越高，獲得的資源和機(jī)會(huì)越多，擁有較高的社會(huì)地位、穩(wěn)定的工作和體面的收入，幸福指數(shù)更高。（4）在婚自評(píng)幸福的概率高于未婚，在婚人群能夠獲得家庭成員的物質(zhì)和精神支持，對(duì)生活的滿(mǎn)意度更高。而離異、喪偶、單身等不在婚人群親情缺失，精神壓力大，幸福指數(shù)較低。（5）收入對(duì)主觀幸福感有顯著正向影響，收入越高，主觀幸福感越高。高收入群體用于美容消費(fèi)較高，對(duì)修飾美更加重視，能夠獲得更多的贊美，更加自信，提高了主觀幸福感。（6）健康狀況越好，自評(píng)幸福的概率越高。擁有健康的體魄更加樂(lè)觀和自信，因而主觀幸福感更高。（7）兄弟姐妹數(shù)量

越多，自評(píng)幸福的概率越低，可能與家庭資源有限和子女攀比導(dǎo)致關(guān)系緊張有關(guān)，獨(dú)生子女則不存在此類(lèi)情況。

表2 主觀幸福感交叉統(tǒng)計(jì)表（N=13 371單位：%）

第三，模型4考察了未分組的外貌評(píng)價(jià)對(duì)主觀幸福感的影響，結(jié)果表明，模型估計(jì)系數(shù)、符號(hào)和顯著性基本無(wú)差異，外貌依舊對(duì)主觀幸福感有顯著影響，即外貌評(píng)價(jià)越好，主觀幸福感越高。綜上，回歸分析與交叉分析結(jié)論基本一致，印證了美貌對(duì)主觀幸福感的積極作用。

表3 回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)（N=13 371）

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過(guò)替換模型和轉(zhuǎn)換因變量考察模型穩(wěn)健性（表3）。第一，保持因變量分組不變，將回歸模型替換為多元Probit模型進(jìn)行估計(jì)（模型5），結(jié)果表明，解釋變量估計(jì)系數(shù)符號(hào)、顯著性與多元Logit模型估計(jì)結(jié)果保持一致。第二，將三分類(lèi)因變量轉(zhuǎn)換為是否幸福的二分類(lèi)因變量，分別進(jìn)行二元Logit（模型6）、Probit（模型7）和OLS（模型8）估計(jì)，結(jié)果表明，解釋變量估計(jì)系數(shù)和顯著性無(wú)明顯變化，表明模型穩(wěn)健性較好，不必?fù)?dān)心模型設(shè)定問(wèn)題。

（三）中介效應(yīng)分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，作為重要的人力資本，受教育程度和健康狀況顯著影響自評(píng)幸福的概率。為探究外貌是否通過(guò)受教育程度和健康狀況對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生間接影響，使用process分析軟件，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[26]、Hayes，et al.（2014）[27]判別中介效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)方法。在控制其他變量前提下，對(duì)外貌與受教育程度、外貌與健康狀況進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（表4～5）。

1.外貌與受教育程度中介效應(yīng)檢驗(yàn)。外貌對(duì)主觀幸福感的總效應(yīng)估計(jì)系數(shù)（c）為-0.1272（模型9）。外貌對(duì)受教育程度的直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)（a）為0.1199（模型10）。控制了外貌影響后，受教育程度對(duì)主觀幸福感的直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)（b）為-0.0610（模型11）；控制了受教育程度影響后，外貌對(duì)主觀幸福感的直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)（c′）為-0.1199（模型11），估計(jì)系數(shù)均在P＜0.001水平上顯著。結(jié)合Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果（表5、模型15），ab 與c′同號(hào)，屬于部分中介效應(yīng)情況，中介效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)貢獻(xiàn)率=ab/c=5.75%。

2.外貌與健康狀況中介效應(yīng)檢驗(yàn)。同理，結(jié)合模型（12～14）輸出結(jié)果及Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果（表5、模型16），外貌與健康狀況的中介效應(yīng)同樣滿(mǎn)足ab與c′同號(hào)，且估計(jì)系數(shù)均在P＜0.001水平上顯著，屬于部分中介效應(yīng)情況，中介效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)貢獻(xiàn)率=ab/c=11.84%。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)（N=13 371）

表5 Bootstrap間接效應(yīng)檢驗(yàn)（N=13 371）

3.中介效應(yīng)作用機(jī)制。外貌不僅直接對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生影響，而且通過(guò)中介變量受教育程度和健康狀況對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生間接影響。在主觀幸福感的影響機(jī)制中，受教育程度和健康狀況發(fā)揮著重要的中介渠道作用，且健康狀況的中介效應(yīng)要強(qiáng)于受教育程度，如圖1所示。教育和健康的中介渠道分析：一方面，美貌擁有者在學(xué)業(yè)方面能夠獲得更多的認(rèn)可，存在“羅森塔爾效應(yīng)”，即外貌越好，越容易被教師重視，學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)絻?yōu)秀。未來(lái)取得事業(yè)成功的可能性更大，獲得的資源和機(jī)會(huì)更多，提高了主觀幸福感。另一方面，美貌擁有者為保持身材，科學(xué)飲食，積極參加體育鍛煉，改善了健康狀況。健康與幸福相伴相隨，擁有健康體魄的個(gè)體，主觀幸福感更高。

圖1 中介效應(yīng)作用機(jī)制

（四）異質(zhì)性分析

為了解分樣本和個(gè)體差異性，進(jìn)行異質(zhì)性分析。第一，外貌分組估計(jì)（表6）。外貌評(píng)價(jià)介于5～6分和7～8分時(shí)，外貌對(duì)主觀幸福感依舊有顯著正向影響，且估計(jì)系數(shù)大于全樣本估計(jì)系數(shù)。外貌評(píng)價(jià)介于1～4分和9～10分時(shí)，外貌對(duì)主觀幸福感有負(fù)向影響，在P＜0.1水平上顯著。至于9～10分的高分組出現(xiàn)負(fù)相關(guān)的原因，可能因存在邊際遞減效應(yīng)所致，擁有最好外貌的個(gè)體，主觀幸福感并非最高。當(dāng)外貌未達(dá)到峰值時(shí)，外貌與主觀幸福感呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，外貌越好，主觀幸福感越高。當(dāng)外貌達(dá)到峰值時(shí)，外貌對(duì)主觀幸福感的影響減弱，甚至起到負(fù)作用，而其他因素對(duì)主觀幸福感的影響增強(qiáng)。第二，性別、婚姻和健康狀況個(gè)體異質(zhì)性分析（表7）。結(jié)果表明，男性和女性、在婚和非在婚的外貌評(píng)價(jià)對(duì)主觀幸福感的影響顯著為正，估計(jì)系數(shù)、符號(hào)和顯著性無(wú)明顯差異。不同健康狀況的外貌評(píng)價(jià)對(duì)主觀幸福感的影響存在差異，自評(píng)健康和自評(píng)一般的樣本顯著為正，而自評(píng)不健康的樣本無(wú)顯著性，表明健康與幸福相伴而生，身體越健康，主觀幸福感越高。

表6 分樣本檢驗(yàn)

表7 個(gè)體異質(zhì)性

（五）內(nèi)生性問(wèn)題

由于雙向因果、遺漏變量和測(cè)量誤差等原因，可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，嘗試選取體重（kg）作為外貌的工具變量進(jìn)行估計(jì)。體重基本滿(mǎn)足工具變量?jī)蓚€(gè)前提條件：一是相關(guān)性，體重是外貌評(píng)價(jià)重要指標(biāo)之一，在“以瘦為美”的觀念影響下，是否超重影響外貌評(píng)價(jià)等級(jí)。二是外生性，尚無(wú)充分證據(jù)表明體重與主觀幸福感的相關(guān)關(guān)系，基本滿(mǎn)足外生性假設(shè)。由穩(wěn)健性檢驗(yàn)可知，將三分類(lèi)因變量轉(zhuǎn)換為“是否幸?！钡亩诸?lèi)因變量時(shí)，Probit模型、OLS模型與多元Logit 估計(jì)結(jié)果無(wú)顯著差異，因此，將二分類(lèi)變量“是否幸福”作為因變量，分別進(jìn)行Ⅳ-probit和Ⅳ-OLS模型估計(jì)（表8）。結(jié)果表明，引入工具變量后，外貌評(píng)價(jià)仍然對(duì)主觀幸福感有顯著影響，可以認(rèn)為本文估計(jì)結(jié)果是無(wú)偏的。

表8 工具變量估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與討論

（一）主要結(jié)論

基于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），考察了外貌對(duì)主觀幸福感的影響及作用機(jī)制，描述性分析和實(shí)證研究表明：第一，外貌對(duì)主觀幸福感有顯著正向影響，總體上外貌評(píng)價(jià)越好，主觀幸福感越高。同時(shí)存在邊際遞減效應(yīng)，對(duì)于最好外貌的擁有者而言，外貌負(fù)作用于主觀幸福感。第二，主觀幸福感因個(gè)體異質(zhì)性存在明顯差異，滿(mǎn)足女性、在婚、學(xué)歷層次高、高收入、自評(píng)健康和獨(dú)生子女特征的個(gè)體主觀幸福感更強(qiáng)。反之，具備男性、不在婚、學(xué)歷層次低、低收入、自評(píng)不健康和多子女特征的個(gè)體主觀幸福感偏弱。無(wú)論男女，年齡與自評(píng)幸福存在“U”型關(guān)系，即隨著年齡的增加，主觀幸福感先降低后升高。第三，外貌不僅直接影響主觀幸福感，而且通過(guò)健康狀況和受教育程度的中介渠道對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生影響。健康狀況和受教育程度作為中介變量時(shí)，中介效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)貢獻(xiàn)率分別為11.84%和5.75%，健康狀況的中介效應(yīng)強(qiáng)于受教育程度。

（二）討論與啟示

本研究驗(yàn)證了美貌對(duì)主觀幸福感的積極作用，為人們追求幸福拓展了一條新途徑。美貌與幸福密不可分，對(duì)美貌的追求，在一定程度上即是追求幸福的過(guò)程。美貌的個(gè)體往往能夠獲得更多的贊美和信任，在人際交往中更加主動(dòng)，在學(xué)業(yè)和工作中更加自信，因而主觀幸福感更高。古往今來(lái)，雖不倡導(dǎo)“以貌取人”，但外貌作為個(gè)人稟賦一部分，是獨(dú)有的稀缺資源，是人際交往的媒介和橋梁，對(duì)主觀幸福感的影響不應(yīng)被忽視。外貌雖受先天條件制約，但并非一成不變，后天裝飾美和氣質(zhì)美同樣重要，所謂“女大十八變，越變?cè)胶每础?。此外，本研究檢驗(yàn)了教育和健康的中介效應(yīng)，為我們提升主觀幸福感提供了新的渠道?；诖?，提高主觀幸福感可以考慮以下幾個(gè)方面：第一，注重外在形象，嚴(yán)于律己，時(shí)常“照鏡子、正衣冠”，在人際交往過(guò)程中，高度重視儀容儀表，強(qiáng)化“首因效應(yīng)”，提高他人認(rèn)可度。無(wú)論是公共場(chǎng)合，還是私人空間，不降低自身外貌要求。第二，外貌既包括外在長(zhǎng)相，也包括內(nèi)在修養(yǎng)，“相由心生”，在熟人社會(huì)，內(nèi)在修養(yǎng)和道德品質(zhì)影響他人外貌評(píng)價(jià)，甚至起到?jīng)Q定性作用。應(yīng)不斷提高自身文化素養(yǎng)和道德素質(zhì)，做到內(nèi)外兼修，盡顯個(gè)人魅力，以獲得更多社會(huì)認(rèn)可。第三，樹(shù)立“我健康我美麗”的理念，積極參加體育鍛煉，清淡飲食，力求塑造完美身材，煥發(fā)健康之美，彰顯個(gè)人自信，為自身外貌加分。第四，不宜過(guò)分追求靚麗的外表，物極必反，遵循“中庸之道”，中等外貌最吃香。對(duì)于擁有最好顏值的個(gè)體而言，在保持靚麗外表的同時(shí)，為進(jìn)一步提高主觀幸福感，應(yīng)關(guān)注外貌之外的教育、健康、收入等因素。

需要注意的是，主觀幸福感受多種因素制約，外貌僅是影響因素之一。同樣地，外貌也可能受到其他因素的影響，比如，收入越高，美容花費(fèi)越高，外貌可能更加姣好。而工作強(qiáng)度越大，對(duì)外貌的負(fù)面影響可能更大。因此，應(yīng)樹(shù)立系統(tǒng)性思維，從收入、生育、社會(huì)資本、工作時(shí)間等多維度出發(fā)，全方位提升個(gè)體主觀幸福感。