差異化的中國(guó)“美貌溢價(jià)”*
——來自CFPS2018的證據(jù)

單德朋， 張永奇， 馬夢(mèng)迪

(西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 成都 610041)

“有顏任性”是近年來創(chuàng)造出的用以衡量高顏值群體占優(yōu)的流行詞匯，從中可以看出人們對(duì)“高顏值群體”的重視之意。中國(guó)古人也對(duì)外貌比較看重，小說、詩(shī)歌、戲劇等作品中“回眸一笑百媚生，六宮粉黛無(wú)顏色”的不朽史詩(shī)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(zhì)生活水平的提升，審美需求也逐級(jí)遞升。以下一組數(shù)據(jù)能夠看出人們對(duì)高顏值群體的向往：中國(guó)已經(jīng)成為全球第二大化妝品消費(fèi)國(guó)，化妝品市場(chǎng)銷售規(guī)模從2010年的2 045.33億元增至2017年的3 616億元，年均復(fù)合增長(zhǎng)率約7%，化妝品行業(yè)增速位于全球首位；改革開放以來，中國(guó)的醫(yī)療美容事業(yè)愈加成熟，近5年年均復(fù)合增長(zhǎng)率接近40%，預(yù)計(jì)2020年底整體行業(yè)市場(chǎng)規(guī)?？梢赃_(dá)到4 640億元。美容經(jīng)濟(jì)正在成為中國(guó)的第五大消費(fèi)熱點(diǎn)行業(yè)。究其原因，源于人們已經(jīng)逐漸認(rèn)識(shí)到美貌本身是一種稀缺資源，具備美貌的個(gè)體具有更高的議價(jià)能力，從而獲得更多的機(jī)會(huì)、更好的資源，也即享受所謂的“美貌溢價(jià)”。此外，“首因效應(yīng)”的作用，也會(huì)使人們認(rèn)為高顏值群體具備能力更強(qiáng)、性格更好等優(yōu)勢(shì)，從而能夠獲得更多的偏愛。在外貌扮演重要角色的社會(huì)中，人們已經(jīng)逐漸認(rèn)識(shí)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(gè)人收入有一定的關(guān)聯(lián)，本文將著重研究顏值對(duì)個(gè)人收入的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外學(xué)者率先研究顏值對(duì)個(gè)人經(jīng)濟(jì)的影響，已經(jīng)積累了較多的成果，將其命名為美貌經(jīng)濟(jì)學(xué)[1]。多數(shù)外國(guó)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)顏值對(duì)收入具有明顯促進(jìn)作用，并且顏值越高的群體收入增長(zhǎng)速度越快[2-4]。

顏值為什么能夠?qū)κ杖氘a(chǎn)生影響?可能有三方面原因。一是顏值可以影響勞動(dòng)生產(chǎn)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(jìn)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)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(gè)體收入增加[5]。二是勞動(dòng)力市場(chǎng)存在顏值歧視。這一觀點(diǎn)已經(jīng)被眾多學(xué)者所認(rèn)可[6-7]。所以，在勞動(dòng)生產(chǎn)率相同的情況下，雇主從自身利益出發(fā)也會(huì)對(duì)高顏值群體格外青睞。另外，Biddle等研究發(fā)現(xiàn)，雇傭者和顧客都會(huì)對(duì)雇員的外貌予以評(píng)價(jià)，進(jìn)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(gè)體能夠得到更多人的信任[9]，而信任作為一種社會(huì)資本能夠降低交易成本[10]、增加經(jīng)濟(jì)績(jī)效[11]。因此，在現(xiàn)實(shí)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(jìn)而提高收入。

相比于國(guó)外的研究，國(guó)內(nèi)有關(guān)顏值影響收入的文獻(xiàn)相對(duì)較少。江求川等利用相關(guān)數(shù)據(jù)研究身材對(duì)收入的影響[12]。但是身材、身高只能作為顏值的一個(gè)部分，并不能完整地涵蓋顏值對(duì)收入的影響。劉一鵬等使用CFPS截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，并不存在顯著的美貌溢價(jià)[13]。而蒲亞君、王善高等、王詢等、楊園爭(zhēng)等、管永昊等指出，顏值對(duì)收入具有顯著的正向影響，且顏值對(duì)于男性收入的影響更為明顯，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)美貌溢價(jià)和丑陋罰金顯著存在[14-18]。

綜上所述，已有研究為中國(guó)美貌經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展作出了貢獻(xiàn)，但由于數(shù)據(jù)的時(shí)效性、結(jié)論分歧等方面局限性，還需進(jìn)一步檢驗(yàn)、完善和發(fā)展。本文的創(chuàng)新之處主要有：

(1) 研究顏值對(duì)個(gè)體收入的異質(zhì)性影響?，F(xiàn)有研究主要發(fā)現(xiàn)顏值對(duì)收入的整體影響，并未全面考慮性別、受教育程度的個(gè)體差異導(dǎo)致的顏值對(duì)收入影響的變動(dòng)。

(2) 進(jìn)一步探討顏值對(duì)個(gè)人收入的影響機(jī)制。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)大多關(guān)注顏值對(duì)收入的影響，鮮有文獻(xiàn)進(jìn)一步探討顏值對(duì)收入的影響機(jī)制與傳導(dǎo)渠道。本文從互聯(lián)網(wǎng)使用和社會(huì)信任角度論證了顏值對(duì)個(gè)人收入的作用機(jī)制，這是現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未涉及的。

二、數(shù)據(jù)來源、變量處理與統(tǒng)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來源

本文選取數(shù)據(jù)為北京大學(xué)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)。之所以選取CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)，源于以下幾點(diǎn)考慮：一是該數(shù)據(jù)庫(kù)是一項(xiàng)大型調(diào)查項(xiàng)目，覆蓋地區(qū)、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(chǔ)；二是CFPS調(diào)查問卷?yè)碛性L員對(duì)受訪者作出的外貌客觀評(píng)估結(jié)果，能夠?yàn)楸疚难芯刻峁┹^為精確的數(shù)據(jù)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(jìn)行后續(xù)研究[19-20]。

2. 變量處理

因變量是個(gè)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(gè)人收入?？紤]到該數(shù)值較大，對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后展開進(jìn)一步分析。

解釋變量為顏值。CFPS調(diào)查中要求訪員對(duì)受訪者外貌進(jìn)行客觀評(píng)價(jià)，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(gè)人收入的控制變量，以減少遺漏變量導(dǎo)致的估計(jì)誤差?？刂谱兞堪ǎ菏芙逃潭取⑿詣e、年齡、年齡平方、戶籍性質(zhì)、婚姻狀況、身高、體重、BMI值、智力水平、急于結(jié)束調(diào)查程度。其中性別、戶籍性質(zhì)、婚姻狀況為虛擬變量。關(guān)于BMI值的測(cè)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(gè)體的健康水平；關(guān)于性別，男性為1，女性為0；關(guān)于戶籍性質(zhì)，農(nóng)業(yè)戶口設(shè)為0，非農(nóng)業(yè)戶口設(shè)為1；關(guān)于婚姻狀況，已婚設(shè)為1，未婚、同居、離婚、喪偶均設(shè)為0；智力水平、急于結(jié)束調(diào)查程度都根據(jù)CFPS2018問卷中調(diào)查員的觀察數(shù)據(jù)，由高到低分別用1～7的整數(shù)表示，直接使用調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

將2018年成年人數(shù)據(jù)剔除無(wú)效樣本，最終獲得成年人樣本數(shù)量為15 558，其中男性7 925人，女性7 633人。

3. 描述性統(tǒng)計(jì)

表1列出了主要變量的描述統(tǒng)計(jì)值。由表1可以發(fā)現(xiàn)，就本文重點(diǎn)關(guān)注的顏值特征而言，均值為5.363，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過平均值4，這可能源于中國(guó)人受儒家傳統(tǒng)文化影響，對(duì)他人外貌評(píng)價(jià)比較謹(jǐn)慎。這印證了Hamermesh的說法[1]，即中國(guó)人對(duì)他人外貌很少給予差評(píng)。而個(gè)人收入的均值為4.093，相比于標(biāo)準(zhǔn)差5.014還有一定差距，說明個(gè)體間收入差距仍然存在。從受訪者的社會(huì)屬性可以發(fā)現(xiàn)：樣本中男女比例比較均衡；約有24%的受訪者是非農(nóng)戶口，農(nóng)業(yè)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(shù)受訪者家庭關(guān)系比較穩(wěn)定。按照黃玖立等的BMI值劃分標(biāo)準(zhǔn)[19]，受訪者均值為23.33，處于18.5和25之間，符合正常標(biāo)準(zhǔn)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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

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

表2 分組別的顏值與個(gè)人收入關(guān)系

三、顏值對(duì)個(gè)人收入影響的實(shí)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(zhǔn)回歸模型如下：

ln Income=α+β1Beauty+Xδ+ε

(1)

式中：因變量ln Income為個(gè)人收入(對(duì)數(shù))，主要解釋變量為個(gè)人顏值評(píng)分Beauty；X為控制變量；δ為參數(shù)；ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

基準(zhǔn)回歸模型涉及3個(gè)模型：模型1為顏值與個(gè)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(duì)顏值對(duì)個(gè)人收入影響進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3所示。

表3 顏值對(duì)個(gè)人收入影響的回歸結(jié)果

表3(續(xù))

從表3的回歸結(jié)果來看，高顏值的確能夠提高個(gè)體收入，顏值分?jǐn)?shù)越高的受訪者，收入增加越多。此外，本文發(fā)現(xiàn)BMI值的回歸系數(shù)與收入并無(wú)明顯關(guān)系，這一點(diǎn)與管永昊等[18]的結(jié)論有所不同。其他控制變量，受教育程度、性別、年齡、戶籍性質(zhì)都對(duì)收入有正向影響，而婚姻狀況卻對(duì)收入有負(fù)向影響。可能的原因是，近幾年中國(guó)的離婚率不斷升高、結(jié)婚率不斷下降，這與房?jī)r(jià)攀升、結(jié)婚支出等經(jīng)濟(jì)成本的高漲有很大的關(guān)系。另外，女權(quán)意識(shí)提升，讓不少女性結(jié)婚后就承擔(dān)“家庭主婦”這一角色，降低了工資收入。相比于傳統(tǒng)婚姻經(jīng)濟(jì)學(xué)中結(jié)婚能夠降低雙方成本的結(jié)論，2018年已婚者的經(jīng)濟(jì)壓力并未減輕。身高、體重、急于結(jié)束調(diào)查程度對(duì)收入均無(wú)顯著影響。

2. 基于性別、受教育程度顏值的回歸分析

在勞動(dòng)市場(chǎng)上，性別有著重要的影響力，在求職、晉升等方面都發(fā)揮著重要作用。為進(jìn)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(zhǔn)模型基礎(chǔ)上對(duì)男性、女性分別展開分析(見表4)。結(jié)果表明，女性顏值對(duì)于收入的影響大于男性，這與人們通常認(rèn)為女性顏值比男性顏值更為重要的認(rèn)知相符。

“腹有詩(shī)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(huì)影響人們的外貌。本文將受教育程度分為小學(xué)、初中、高中、大學(xué)四組，進(jìn)一步觀察擁有不同教育背景的受訪者顏值對(duì)個(gè)人收入的影響(見表4)。根據(jù)表4的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，顏值對(duì)于小學(xué)、初中、高中的受訪者收入提高具有促進(jìn)作用。但是對(duì)于大學(xué)以上的受訪者而言，顏值與個(gè)人收入沒有顯著關(guān)系?？赡艿脑蚴牵髮W(xué)生以上群體仍屬稀缺資源，可以不單靠顏值，也能通過實(shí)力提升自身競(jìng)爭(zhēng)力。該結(jié)論也側(cè)面抨擊了“大學(xué)無(wú)用論”。

表4 性別、受教育程度對(duì)個(gè)人收入的影響

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步證明估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步作穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見表5)，剔除55歲以上的樣本。鑒于勞動(dòng)市場(chǎng)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(jìn)一步排除該類樣本在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的影響。結(jié)果顯示，無(wú)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(yàn)，結(jié)果依舊穩(wěn)健。但是本文發(fā)現(xiàn)，在18～55歲的勞動(dòng)市場(chǎng)中，男性顏值對(duì)個(gè)人收入的重要性大于女性。原因是，在勞動(dòng)市場(chǎng)中可能存在性別歧視，男性的職業(yè)、職位變化范圍大于女性，高顏值男性進(jìn)入高收入職業(yè)或者被提拔到高層職位的機(jī)會(huì)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于同等顏值的女性，從而使男性顏值對(duì)其收入的正向影響更為顯著。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4. 內(nèi)生性問題與工具變量估計(jì)

本文使用的受訪者顏值評(píng)分來源于訪員的目測(cè)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(jì)結(jié)果很可能存在內(nèi)生性問題，從而導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)有所偏差。因此，本文引入2014年具有相同編號(hào)的受訪者顏值數(shù)據(jù)作為工具變量，來解決內(nèi)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(píng)分高度相關(guān)；二是2014年受訪者顏值評(píng)分與2018年個(gè)人收入并無(wú)直接關(guān)聯(lián)，滿足工具變量外生性要求。

本文同時(shí)使用兩階段最小二乘模型(2SLS)和工具變量有序(IV Oprobit)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6所示。一階段回歸結(jié)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(guān)關(guān)系，且一階段F統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)大于10，表明不存在弱工具變量問題。整體回歸結(jié)果表明，使用工具變量后顏值對(duì)個(gè)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(duì)個(gè)人收入的估計(jì)系數(shù)提高較多，說明未使用工具變量可能對(duì)結(jié)果低估，進(jìn)一步支持了顏值對(duì)個(gè)人收入具有正向影響的結(jié)論。

表6 使用工具變量的估計(jì)結(jié)果

5. 外貌對(duì)收入影響的單調(diào)性分析

以上的研究可以發(fā)現(xiàn)顏值對(duì)個(gè)人收入有著顯著的正向影響，下文將進(jìn)一步分析這種影響是不是單調(diào)變化的，即顏值越高越對(duì)個(gè)人收入有利。如圖1所示，外貌評(píng)分越高，收入水平越高，即兩者關(guān)系是單調(diào)遞增的。本文未得出郭繼強(qiáng)等的顏值水平很高情況下收入反而降低的“高跟鞋曲線”結(jié)論[21]。為了進(jìn)一步驗(yàn)證兩者之間的關(guān)系，本文將進(jìn)行更加嚴(yán)格的實(shí)證研究。

圖1 顏值與個(gè)人收入的關(guān)系

在上文“美貌”的樣本范圍內(nèi)，進(jìn)一步設(shè)定“顏值很高”和“顏值極高”兩個(gè)虛擬變量，其中“顏值很高”的選擇標(biāo)準(zhǔn)為兩年顏值均值大于6.5，樣本數(shù)量為1 011個(gè)，當(dāng)作顏值最高19%的樣本?！邦佒禈O高”的標(biāo)準(zhǔn)為兩年顏值均值為7，即在兩次調(diào)查中受訪者的顏值評(píng)分都是7分，此類樣本數(shù)量?jī)H有302個(gè)，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(gè)體。分別設(shè)定“顏值很高”和“顏值極高”兩類虛擬變量，顏值符合選取標(biāo)準(zhǔn)的賦值為1，否則為0。然后，利用這兩個(gè)虛擬變量展開回歸分析，結(jié)果如表7所示。

表7 “美貌溢價(jià)”的單調(diào)性檢驗(yàn)結(jié)果

首先，根據(jù)表7的全樣本回歸結(jié)果(見模型1、2)，相對(duì)于其他人而言，擁有“很高”顏值和“極高”顏值的個(gè)體“美貌溢價(jià)”都是顯著的?？梢钥闯?，顏值金字塔頂端的個(gè)體“美貌溢價(jià)”仍然呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但是上升趨勢(shì)有所下降，個(gè)人收入增速開始放緩。這表明，總體而言，顏值對(duì)個(gè)人收入的影響是單調(diào)遞增的，但是德才兼?zhèn)?、?nèi)外兼修才能使自己的收入持續(xù)快速增長(zhǎng)。

其次，分析不同性別顏值對(duì)收入影響的單調(diào)性。對(duì)于男性而言(見模型3、5)，“顏值很高”的溢價(jià)比較顯著，而“顏值極高”的溢價(jià)對(duì)收入的促進(jìn)作用減少；對(duì)于少量處于顏值頂層的女性而言(見模型6)，其“美貌溢價(jià)”并不顯著。因此對(duì)于顏值頂層女性而言，想要“靠臉”持續(xù)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(duì)比處于顏值頂端的不同性別個(gè)體的顏值對(duì)收入的影響程度。對(duì)于顏值最頂層的個(gè)體而言，男性“美貌溢價(jià)”明顯大于女性，這與上文的結(jié)論有所不同。整體來看，女性高顏值對(duì)于個(gè)人收入的促進(jìn)作用是大于男性的。但是，對(duì)于顏值處于最頂層的群體而言，男性高顏值對(duì)于個(gè)人收入的促進(jìn)作用是大于女性的。出現(xiàn)此現(xiàn)象的原因是勞動(dòng)市場(chǎng)可能存在性別歧視和職業(yè)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(gè)人收入的機(jī)制分析

1. 顏值與社會(huì)信任

前文已經(jīng)證實(shí)，顏值會(huì)顯著影響受訪者的收入水平，那么顏值會(huì)通過什么傳導(dǎo)機(jī)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(gè)體的社會(huì)信任和互聯(lián)網(wǎng)使用情況作為中介變量進(jìn)行考察。參照Baron等[22]的辦法，應(yīng)用如下三個(gè)估計(jì)模型分別對(duì)每一項(xiàng)渠道變量進(jìn)行中介效應(yīng)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(huì)信任和互聯(lián)網(wǎng)使用狀況。而模型中β1～β4和γk都是相應(yīng)變量的估計(jì)系數(shù)。本文重點(diǎn)關(guān)注β3、β4的系數(shù)，并據(jù)此判定選取的目標(biāo)變量能否充當(dāng)中介變量發(fā)揮作用。

社會(huì)信任可以充當(dāng)社會(huì)資本，降低信息不對(duì)稱性，減少交易成本，從而提高個(gè)體收入水平。Chantarat等發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本可以提高貧困家庭的勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而使其收入增加[23]。而較好的外貌使得個(gè)體表現(xiàn)得更加自信，具備更強(qiáng)的語(yǔ)言表達(dá)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(diào)查中“是否有捐款行為”這個(gè)問題來衡量受訪者的社會(huì)信任，捐款為1，未捐款為0。

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

表8 顏值對(duì)個(gè)人收入的影響機(jī)制(社會(huì)信任)

2. 顏值與互聯(lián)網(wǎng)使用

根據(jù)艾瑞咨詢數(shù)據(jù)顯示，2018年中國(guó)網(wǎng)紅經(jīng)濟(jì)規(guī)模已經(jīng)突破2萬(wàn)億元。在網(wǎng)絡(luò)迅速普及的今日，高顏值已經(jīng)成為網(wǎng)紅達(dá)人的“硬件”，眾多文獻(xiàn)都指出互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進(jìn)個(gè)人收入提高。從顏值能否通過互聯(lián)網(wǎng)使用這一渠道影響個(gè)人收入，能夠進(jìn)一步考察顏值與個(gè)人收入的關(guān)聯(lián)。通過2018年CFPS調(diào)查問卷中“是否移動(dòng)上網(wǎng)”和“是否電腦上網(wǎng)”兩個(gè)問題，來衡量樣本的互聯(lián)網(wǎng)使用情況。將其設(shè)為虛擬變量，使用移動(dòng)和電腦上網(wǎng)為1，否則為0。整理后，使用互聯(lián)網(wǎng)的受訪者為2 648個(gè)，占比17%。

加入互聯(lián)網(wǎng)使用變量后，顏值對(duì)個(gè)人收入影響機(jī)制如表9所示，能夠發(fā)現(xiàn)無(wú)論是對(duì)于總體還是男、女樣本而言，顏值均能通過互聯(lián)網(wǎng)使用渠道影響個(gè)人收入。模型1的結(jié)果表明，與基準(zhǔn)模型相比，在加入互聯(lián)網(wǎng)使用變量后總體顏值系數(shù)有所下降，并且互聯(lián)網(wǎng)使用變量系數(shù)顯著為正，表明顏值可以通過互聯(lián)網(wǎng)使用間接影響個(gè)人收入。與模型1的結(jié)果相比，從模型2、3中可以發(fā)現(xiàn)：男性樣本顏值系數(shù)有所下降，互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)使用在顏值和個(gè)人收入之間有部分中介作用；女性樣本系數(shù)有所上升，互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)顯著為正，表明對(duì)女性而言，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)顏值對(duì)個(gè)人收入的影響。

表9 顏值對(duì)個(gè)人收入的影響機(jī)制(互聯(lián)網(wǎng)使用)

五、結(jié)論與啟示

本文較為全面、系統(tǒng)地研究了顏值對(duì)個(gè)人收入的影響，并從社會(huì)信任和互聯(lián)網(wǎng)使用情況兩個(gè)渠道探討了顏值影響個(gè)人收入的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：(1)在整體樣本中，不論是男性還是女性，顏值對(duì)于個(gè)人收入都具有顯著的促進(jìn)作用，并且對(duì)女性個(gè)人收入的提升有更大作用；(2)控制勞動(dòng)市場(chǎng)擾動(dòng)效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，顏值影響個(gè)人收入的估計(jì)系數(shù)依然顯著，進(jìn)一步支持了顏值對(duì)個(gè)人收入具有重要影響的結(jié)論；(3)顏值對(duì)個(gè)人收入的影響是單調(diào)遞增的，但是高顏值女性想要持續(xù)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(gè)人收入的傳導(dǎo)機(jī)制，結(jié)果表明：(1)更高的顏值能夠增加社會(huì)信任，從而提高個(gè)體收入；(2)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)高顏值群體影響更大，通過互聯(lián)網(wǎng)使用該群體能夠進(jìn)一步增加自己的人力資本，從而利于自身“創(chuàng)收”。

當(dāng)“美貌經(jīng)濟(jì)學(xué)”已經(jīng)被人們所熟知，追求“高顏值”的人數(shù)也隨之增加時(shí)，讓人“變美”的行業(yè)也將迎來新的發(fā)展契機(jī)?！案哳佒怠碑a(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，必然會(huì)帶動(dòng)相應(yīng)的投資、人力資本等方面的變化。因此，政府應(yīng)該考慮相關(guān)產(chǎn)業(yè)調(diào)整，保障與外貌有關(guān)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展，進(jìn)一步提高此類行業(yè)的準(zhǔn)入門檻，對(duì)符合人體外貌健康標(biāo)準(zhǔn)的應(yīng)該提供支持，對(duì)不利于人體外貌的產(chǎn)品、公司則應(yīng)依法取締。另外，隨著人們對(duì)顏值重視程度的提高，相應(yīng)支出也隨之增加。政府可以考慮對(duì)相關(guān)行業(yè)進(jìn)行調(diào)整，減免相關(guān)稅費(fèi)，并適時(shí)出臺(tái)支持該行業(yè)的優(yōu)惠政策，特別是對(duì)女性群體顏值較為重視的中小企業(yè)，更應(yīng)對(duì)其進(jìn)行相應(yīng)扶持。