外貌對學(xué)業(yè)成績的影響：“美貌溢價”還是“美貌懲罰”？

鄭筱婷,劉育峰,洪梓桓

一、引言

學(xué)業(yè)成績是求職者的重要信息。用人單位招聘時重視學(xué)業(yè)成績，主要是因為學(xué)業(yè)成績衡量了一個人學(xué)習(xí)能力的強弱，而學(xué)習(xí)能力也是工作能力的良好預(yù)測指標(biāo)，故而學(xué)業(yè)成績是求職者未來表現(xiàn)的一項重要參考指標(biāo)。但是，“形象好，氣質(zhì)佳”被列入招聘要求屢見不鮮，相貌出眾者在勞動力市場上更受歡迎且通?？色@得更高的工資——美貌溢價(Hamermesh,2011；Biddle and Hamermesh,1998；Scholz and Sicinski,2015；Harper,2000)。部分學(xué)者認(rèn)為這是相貌出眾者亦有著較高的工作能力之故(郭繼強等，2016)。問題是相貌出眾者真的能力更強嗎？他們的學(xué)習(xí)能力更強、學(xué)業(yè)成績更好嗎？在不同學(xué)業(yè)階段也都如此嗎？本研究利用CFPS2018的數(shù)據(jù)嘗試著回答上述三個問題。

教育學(xué)、心理學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)的文獻(xiàn)表明個人特征(性別、認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力等)、家庭特征(父母受教育水平、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位等)、班級與學(xué)校特征(班級規(guī)模、是否重點學(xué)校等)等一系列因素都會對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生重要影響。French等人(French et al.,2009)最早研究了外貌與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系，基于美國學(xué)校的縱向調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)高中生的外貌(基于面試官對學(xué)生身體吸引力、性格和儀容儀表的評分)對其平均績點(GPA)有顯著的正向影響,即外貌得分越高的學(xué)生，其GPA也會更高。其后，眾多學(xué)者紛紛利用各個國家的數(shù)據(jù)，對不同學(xué)業(yè)階段(小學(xué)、大學(xué))的學(xué)生展開此類研究(Chen et al.,2019；Hernández-Julián and Peters,2017；Cipriani and Zago,2011；Krawczyk,2018；Kaestner and Grossman,2009)。大部分研究支持了French等人(French et al.,2009)的研究結(jié)論(Chen et al.,2019；Hernández-Julián and Peters,2017；Cipriani and Zago,2011)，但仍有部分研究顯示外貌與學(xué)業(yè)成績之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系(Krawczyk,2018；Kaestner and Grossman,2009)。不過，這些研究都沒有解決遺漏變量以及變量的測量誤差所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，估計結(jié)果可能存在一定的偏誤。因此，外貌與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系仍需要更深入的研究。

本研究的貢獻(xiàn)有以下兩點：第一，使用CFPS2018的數(shù)據(jù)，本文研究了不同學(xué)業(yè)階段的學(xué)生，外貌對其學(xué)業(yè)成績的影響。將不同學(xué)業(yè)階段的學(xué)生進(jìn)行對比，可以發(fā)現(xiàn)外貌在不同學(xué)業(yè)階段產(chǎn)生了不同的影響，并探討和實證檢驗了自控能力對美貌懲罰的調(diào)節(jié)作用。第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)僅探討了學(xué)生外貌與其學(xué)業(yè)成績的相關(guān)關(guān)系，本文用受訪者對應(yīng)訪員下的所有受訪者外貌平均得分(不含受訪者本人)作為受訪者外貌得分的工具變量，大大減輕了外貌與學(xué)業(yè)成績之間的內(nèi)生性問題，得到了更為準(zhǔn)確的估計。

實證結(jié)果顯示，對于小學(xué)生而言，外貌評分每提高1個單位，其班級排名進(jìn)入前10%的概率會提高3%左右，即存在“美貌溢價”；而對高中生而言，外貌評分每提高一單位，其班級排名進(jìn)入前10%的概率降低約8%，即存在“美貌懲罰”效應(yīng)。穩(wěn)健性檢驗表明基準(zhǔn)結(jié)果是穩(wěn)健的。鑒于在高中階段存在“美貌懲罰”，經(jīng)歷高考篩選后勝出的貌美個體兼具較好相貌和較高的自控力，即其亦具備更高的非認(rèn)知能力及生產(chǎn)力，故勞動力市場上的美貌溢價部分源于更強的非認(rèn)知能力，而非僅僅是外貌歧視。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分回顧了研究外貌和學(xué)業(yè)成績的相關(guān)文獻(xiàn)；第三部分介紹所選用的數(shù)據(jù)來源、變量及模型；第四部分為實證研究結(jié)果；最后是結(jié)論與討論。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)學(xué)業(yè)成績影響因素

影響學(xué)業(yè)成績的因素，國內(nèi)外已有充分研究，可總結(jié)為以下三個方面：第一，個人特征，包括性別(李夢竹，2018；張軍成等，2020)、戶籍(楊娟、李凌霄，2019)、認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力(梁興麗等，2020；Heckman and Rubinstein，2001；劉中華，2018；Ross and Broh，2000；Duckworth and Seligman，2005)、學(xué)習(xí)動機與學(xué)習(xí)習(xí)慣(孫睿君等，2012；閆波等，2017)、學(xué)習(xí)壓力(Saqib and Rehman,2018；Frazier et al.,2019)、健康狀況(顧和軍、嚴(yán)蔚然，2019)、私人輔導(dǎo)/家教(Guo et al.,2020)、移動手機與互聯(lián)網(wǎng)使用(Giunchiglia et al.,2018)等；第二，家庭特征，包括家庭社會經(jīng)濟(jì)地位(趙必華，2013；盧偉、褚宏啟，2019)、家庭規(guī)模(Ogunsola et al.,2014)、父母受教育水平及親子溝通(盧偉、褚宏啟，2019；李波、尹璐，2019)等；第三，校園特征，包括是否公立學(xué)校(Chen and Feng,2013)、是否重點學(xué)校(王駿、孫志軍，2015；王駿等，2017)、社交網(wǎng)絡(luò)與同伴效應(yīng)(Hernández-Julián and Peters，2018；Samad et al.,2019；袁舟航等，2018；王萍，2012)、班級人數(shù)(Maganga,2016；王駿等，2017)等。為了盡量不遺漏相關(guān)變量，本文盡可能地將以上因素加以控制。

(二)外貌與學(xué)業(yè)成績

French等人(French et al.,2009)利用美國國家青少年健康縱向研究的數(shù)據(jù)考察高中生的個人外貌(基于面試官對身體吸引力、性格和儀容儀表的評分)對平均績點的影響，研究發(fā)現(xiàn)擁有更高個人外貌評分的個體，其平均績點也會更高，即成績存在“美貌溢價”。后續(xù)研究均支持了“美貌溢價”的存在(Chen et al.,2019； Hernández-Julián and Peters,2017；Cipriani and Zago,2011)。部分學(xué)者認(rèn)為教育中的“美貌溢價”完全是由教師的外貌歧視導(dǎo)致的(Chen et al.,2019； Hernández-Julián and Peters,2017)，但也有部分學(xué)者認(rèn)為美貌也是一種生產(chǎn)力，相貌更佳的個體擁有更強的認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力(陳雨露、秦雪征，2018)，表現(xiàn)出更積極的行為和特征(Cipriani and Zago,2011)，從而能獲得更好的成績。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)外貌與成績之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系(Krawczyk,2018；Kaestner and Grossman,2009)。

綜上，在教育領(lǐng)域中，外貌一方面通過影響教師的評價(Chen et al.,2019； Hernández-Julián and Peters,2017)、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力(陳雨露、秦雪征，2018)間接影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績；另一方面，美貌帶來的更多的社交機會、更高的戀愛可能性(鄧衛(wèi)廣、高庭葦，2019)卻可能分散個體的注意力，降低學(xué)習(xí)的專注度。這兩種相反的效應(yīng)使得外貌對學(xué)業(yè)成績的總影響在不同的學(xué)業(yè)階段呈現(xiàn)出不同的結(jié)果。在所有學(xué)習(xí)階段，外貌對學(xué)業(yè)成績的正面影響都是存在的；而外貌對于成績的負(fù)面影響更容易出現(xiàn)在對社交需求增強且情竇初開的青少年時期。因此，我們可以預(yù)測，在懵懂的小學(xué)階段，外貌對學(xué)業(yè)成績影響的總效應(yīng)是正的，表現(xiàn)為“美貌溢價”，而在中學(xué)階段，外貌對于學(xué)業(yè)成績的總效應(yīng)可能很小，接近為0，甚或為負(fù)，表現(xiàn)為“美貌懲罰”。

圖1 外貌影響學(xué)業(yè)成績的機制

現(xiàn)有文獻(xiàn)很少考慮到學(xué)生的自控能力對學(xué)業(yè)成績的影響，本文將自控能力作為抑制學(xué)業(yè)成績中“美貌懲罰”的一種機制。自控能力強的貌美個體能更好地平衡學(xué)習(xí)和社交的需求，學(xué)習(xí)的時間和專注力較少被更多社交機會所影響，“美貌”給學(xué)習(xí)帶來的負(fù)面影響較少。若|E2|<|E1|，那么美貌總體上仍有助于獲得更高的學(xué)習(xí)成績；但若是自控能力較弱，那么“美貌”帶來的社交機會越多，對學(xué)業(yè)成績的負(fù)面影響越大。若|E2|≥|E1|，那么總體上美貌不利于其提高學(xué)習(xí)成績，甚至表現(xiàn)為“美貌懲罰”。

此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)中對外貌的測量大多使用訪員對個體的主觀評價，這種評價具有較強的主觀性，不同訪員的審美偏好有所不同，會導(dǎo)致一定的評分偏差。因此，本文控制了諸多個人特征以及社交等非認(rèn)知能力變量，并分別以班級成績排名及年級成績排名來衡量學(xué)業(yè)成績，用受訪者對應(yīng)訪員調(diào)查的所有受訪者相貌平均得分(不含受訪者本人)作為外貌的工具變量，分析外貌在不同學(xué)業(yè)階段對成績的影響。

三、數(shù)據(jù)及實證策略

(一)數(shù)據(jù)來源及變量定義

本文所選用的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年的數(shù)據(jù)。該項目收集了個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，覆蓋了經(jīng)濟(jì)活動、教育成果、家庭關(guān)系、人口遷移、個體健康等眾多內(nèi)容。該調(diào)查覆蓋25個省/市/自治區(qū)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶，調(diào)查對象涵蓋樣本家戶中所有的家庭成員。CFPS的主體調(diào)查問卷依據(jù)數(shù)據(jù)層次的不同，劃分為社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷以及少兒問卷四種類型。其中，關(guān)于個體的最近一次期中、期末成績排名、外貌、健康、人緣關(guān)系等數(shù)據(jù)來自于CFPS調(diào)查的個人問卷部分，而反映個體的家庭收入、美容支出、衣著消費等數(shù)據(jù)來自于家庭問卷部分。

本文用“最近一次期中、期末班級成績排名”以及“最近一次期中、期末年級排名”來衡量學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

“最近一次期中、期末班級成績排名”簡稱“班級成績排名”，取值范圍為1-5。作者對原始數(shù)據(jù)中的排名進(jìn)行了重新編碼?！鞍嗉壋煽兣琶比≈禐?表示排名位于班級“最后24%”，2表示班級排名位于“51-75%”，3表示班級排名位于“前26-50%”，4表示班級排名位于“前11-25%”，5表示班級排名位于“前10%”。(1)問卷中“班級成績排名”的取值1-5為“前10%”至“后24%”，為使后續(xù)回歸結(jié)果方便解釋和理解，本文對此調(diào)整了順序，即“班級成績排名”取值越大，學(xué)業(yè)成績越好。個體均處于在讀階段，且在讀學(xué)校類型為普通小學(xué)、普通初中、普通高中。相比以往文獻(xiàn)中的語文成績、數(shù)學(xué)成績、英語成績以及一系列的問卷測試成績，該變量能較全面地衡量個體的學(xué)業(yè)成績。

“最近一次期中、期末年級成績排名”簡稱“年級成績排名”，取值范圍和數(shù)值含義同“班級成績排名”，衡量了觀測個體在年級中的排名。該變量與班級成績排名類似，不復(fù)贅述。

外貌(beauty)作為本文重點關(guān)注的解釋變量，本文選取的是2018年CFPS調(diào)查中訪員給受訪者的外貌評分，分值區(qū)間為1-7分。由于問卷中的問題是讓個體在1-7分中選擇，并僅注明1分為最差，7分為最好，故本研究認(rèn)為該評分可視為來連續(xù)變量。

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選取的控制變量主要包括：

個人特征變量：“城鄉(xiāng)分類”，基于統(tǒng)計局的城鄉(xiāng)分類，以0表示鄉(xiāng)村，1表示城鎮(zhèn)；(2)CFPS2018年的調(diào)查問卷中，有關(guān)戶口的信息收集僅針對16周歲以上的個體，而作為本文研究對象的中小學(xué)生多為16周歲以下，戶口信息缺失，因此采用城鄉(xiāng)分類來控制家庭所在地的影響?！澳挲g”表示調(diào)查時受訪者的實際年齡，(3)僅保留年齡24歲以下的中小學(xué)生個體。在回歸中還納入其二次項；“性別”，以0表示女性，1表示男性；“是否肥胖”，按照WHO標(biāo)準(zhǔn)劃分，身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)(4)BMI等于體重(公斤)/身高(米)的平方。為30以上則為肥胖，0表示為BMI在30以下，1表示BMI在30以上；“是否健康”，按1到5依次為不健康、一般、健康、比較健康和非常健康表示受訪者自評的健康狀況，回答為3-5定義為健康，取值為1，否則取0；“是否健康變差”，自評一年來自身健康狀況變化，取值為1-3分別表示變得更好、沒有變化和變得更差，回答等于3定義為健康變差，取值為1，否則取0；“智力評價”，按1到7依次從很低到很高表示訪員對受訪者的智力評分；“字詞測試得分”及“數(shù)學(xué)測試得分”用來表示個人的認(rèn)知能力?！笆欠駬?dān)任學(xué)生干部”，以0表示否，1表示是；“是否參加課外輔導(dǎo)”，以0表示沒有參加課外輔導(dǎo)，1表示參加了課外輔導(dǎo)；“非周末學(xué)習(xí)時長”，表示受訪者周一至周五每一天花在學(xué)習(xí)上的時間大約是幾小時；“周末學(xué)習(xí)時長”，表示受訪者周末每天花在學(xué)習(xí)上的時間大約是幾小時；(5)剔除了每日平均學(xué)習(xí)時長超過20小時的異常值?！白栽u學(xué)習(xí)壓力”，按1到5依次從沒有壓力到有很大壓力表示受訪者的學(xué)習(xí)壓力；“人緣關(guān)系”，按0到10以此從最低到最高表示受訪者認(rèn)為自身的人緣關(guān)系有多好。

家庭特征方面，“父親受教育年限”“母親受教育年限”，根據(jù)父母親受教育程度以及標(biāo)準(zhǔn)學(xué)制換算；“家庭年收入”，表示家庭在過去12個月內(nèi)的所有收入，并取對數(shù)?！凹彝ヒ轮С觥?，表示過去12個月內(nèi)家庭中衣著鞋帽的支出，并取對數(shù)；“家庭美容支出”，表示過去12個月內(nèi)家庭理發(fā)、美容的總支出，并取對數(shù)。增加“家庭衣著支出”和“家庭美容支出”可以一定程度上減少因衣著打扮引起的外貌測量誤差。

學(xué)校特征方面，“學(xué)校所屬地區(qū)”，以0表示農(nóng)村學(xué)校，1表示城市/城鎮(zhèn)學(xué)校；“是否重點學(xué)?！保?表示否，1表示是；“班級人數(shù)”“年級人數(shù)”分別指學(xué)生所在班級和年級的總?cè)藬?shù)；受訪者對學(xué)校的滿意程度，按1到5表示非常不滿意到非常滿意，對學(xué)校非常不滿意和不滿意的，“是否對學(xué)校滿意” 取值為0，否則取值為0。“是否對班主任滿意”定義與之相似。需要說明的是，本文的被解釋變量為學(xué)?；虬嗉壍姆侄闻琶捎诓煌瑢W(xué)?；虿煌嗉夐g的排名不具有可比性，如能在模型設(shè)定中加入學(xué)校固定效應(yīng)和班級固定效應(yīng)是更好的。但CFPS調(diào)查按照社區(qū)和家庭抽樣而非按學(xué)校抽樣，問卷中并未采集有關(guān)學(xué)校和班級的特定信息，本研究無法控制學(xué)校和班級的固定效應(yīng)。為此，本文增加“學(xué)校所屬地區(qū)”“是否重點學(xué)校”和“班級人數(shù)”等控制變量盡量使得不同學(xué)?；虬嗉夐g的成績排名相對可比。

考慮訪員對學(xué)生群體的審美偏差，回歸中僅使用采訪學(xué)生數(shù)量大于5人的訪員樣本。表1是變量的描述性統(tǒng)計，其中外貌均值為5.9，表明訪員對受訪者的外貌評價中，高于平均水平的評價較多。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)模型設(shè)定

本文主要探討外貌對學(xué)業(yè)成績的影響，由于代表學(xué)業(yè)成績的被解釋變量“最近一次期中、期末班級成績排名”、“最近一次期中、期末年級成績排名”、均為排序變量，故使用有序概率(Ordered Probit)模型進(jìn)行回歸分析，設(shè)定以下模型：

(1)

同時，設(shè)μ0<μ1<μ2<μ3是未知的切點，并定義：

不過，上述基準(zhǔn)回歸模型可能存在潛在內(nèi)生性問題。首先，外貌皆由訪員根據(jù)受訪者的外貌打分而得，評分具有主觀性，且該評分易受受訪者被調(diào)查之時的衣著打扮、精神狀態(tài)乃至心情的影響，故外貌變量可能存在一定的測量誤差。其次，可能存在遺漏變量問題。比如，研究者無法觀察到個人的學(xué)習(xí)習(xí)慣、學(xué)習(xí)能力等因素也可能對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生重要影響。參考陳雨露和秦雪征(2018)的做法，本研究將受訪者對應(yīng)訪員所訪問的所有受訪者相貌平均得分(不含受訪者本人)作為個體外貌的工具變量，該工具變量可以體現(xiàn)訪員的主觀審美偏好及評分標(biāo)準(zhǔn)，因此與受訪者的相貌評分相關(guān)；另外，其偏好及標(biāo)準(zhǔn)不會直接對學(xué)生的學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生直接影響，即滿足外生性。

四、實證結(jié)果

(一)外貌與學(xué)業(yè)表現(xiàn)

對于不同學(xué)習(xí)階段的學(xué)生而言，外貌對其成績可能存在不同的影響。因此，本文根據(jù)學(xué)生的學(xué)習(xí)階段，分別估計外貌對小學(xué)生、初中生和高中生成績的影響，并以此作為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

首先，小學(xué)生的外貌對其班級排名的影響，見表2。第(1)列僅控制了省份及訪員的固定效應(yīng)，并未加入其他控制變量，beauty的系數(shù)顯著為正，即外貌對小學(xué)生班級排名有顯著正向的影響，且在1%的顯著性水平下顯著。列(2)進(jìn)一步控制了個人特征變量，列(3)比列(2)增加了家庭特征變量，列(4)比列(3)再增加了學(xué)校特征變量?；貧w結(jié)果顯示：在增加一系列控制變量后，外貌的回歸系數(shù)漸次變小，說明外貌捕獲了部分控制變量的影響。以第(4)列的結(jié)果為例，外貌對小學(xué)生班級排名的回歸系數(shù)為0.123，在10%的水平下顯著，其邊際效應(yīng)為：外貌評分每提高1個單位，小學(xué)生班級排名進(jìn)入前11-25%或前10%的概率分別提高1%或3%左右。即外貌越好，小學(xué)生學(xué)業(yè)成績也更有可能更好，小學(xué)階段存在“美貌溢價”效應(yīng)。在控制變量方面，性別、認(rèn)知能力、母親受教育水平、是否擔(dān)任學(xué)生干部以及周末學(xué)習(xí)時長等因素也會對小學(xué)生的班級排名產(chǎn)生不同程度的顯著影響，基本與其他研究的結(jié)果一致(李夢竹，2018；盧偉、褚宏啟，2019；李波、尹璐，2019；梁興麗等，2020；Heckman and Rubinstein,2001；Ross and Broh,2000；Duckworth and Seligman,2005)。

表2 外貌對小學(xué)生班級排名的影響

續(xù)表

表3為外貌對初中生班級排名影響的結(jié)果。結(jié)果顯示，在不控制其他變量的情況下，外貌對初中生班級排名存在顯著的正向影響，但在控制個人特征、家庭特征和學(xué)校特征變量后，回歸系數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，但不顯著。這表明若不控制個人特征變量，外貌的系數(shù)其實是捕獲了個人特征變量影響的結(jié)果。學(xué)生的個人特征性別、認(rèn)知能力、是否擔(dān)任學(xué)生干部等因素對其班級排名存在顯著的影響?？刂屏思彝ヌ卣骱?，因太多虛擬變量而導(dǎo)致邊際效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤無法計算出來。

表3 外貌對初中生班級排名的影響

表4為外貌對高中生班級排名的回歸結(jié)果。表中結(jié)果顯示，對于高中生而言，無論是否控制其他因素的影響，外貌對其班級排名都有著顯著的負(fù)面影響，且至少在5%的水平下顯著。邊際效應(yīng)顯示：外貌評分每提高1個單位，高中生班級排名進(jìn)入前11-25%或前10%的概率分別降低6%或8%左右，即隨著外貌評分的提升，其班級排名更低的概率也會越高，呈現(xiàn)出“美貌懲罰”效應(yīng)。

表4 外貌與高中生班級排名的回歸結(jié)果

在控制變量方面，性別、母親受教育水平、是否擔(dān)任學(xué)生干部、周末學(xué)習(xí)時長等因素依然會對高中生的學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生顯著的影響。(6)因為較難在一個表中呈現(xiàn)各個控制變量的5個邊際效應(yīng)，控制變量的結(jié)果請讀者來函索取。性別對班級排名存在負(fù)向影響，女生成績在各個階段優(yōu)于男生。有意思的是，這種負(fù)向影響從小學(xué)到高中有增長的趨勢。值得一提的是，母親的受教育程度對小學(xué)生的成績排名有顯著的正向影響，而對高中生的影響卻是負(fù)的，結(jié)合樣本中各階段學(xué)生母親的受教育程度，(7)本研究的樣本中，約50.6%小學(xué)生的母親最高學(xué)歷為初中及以上，約83.1%高中生的母親最高學(xué)歷為初中及以下。我們認(rèn)為受教育程度較高的母親對小學(xué)生的輔導(dǎo)可提高其成績，但基本無法對高中生進(jìn)行有效輔導(dǎo)，反而可能因為對子女的較高的教育期待，導(dǎo)致負(fù)面的影響。

除了班級排名之外，年級排名也是一個衡量學(xué)生成績的重要指標(biāo)。外貌對各學(xué)習(xí)階段學(xué)生的年級排名的回歸結(jié)果如表5所示。與班級排名的回歸結(jié)果類似，外貌對小學(xué)生年級排名產(chǎn)生顯著的正向影響，但在控制其他因素時變得不再顯著；在不控制其他因素時，外貌對初中生的年級排名有顯著的正向影響，而在控制了個人特征后該系數(shù)就變?yōu)樨?fù)數(shù)；對高中生而言，外貌對其年級排名的回歸系數(shù)不顯著，但均為負(fù)數(shù)。性別的系數(shù)為負(fù)，且小學(xué)和初中階段顯著為負(fù)，說明女性在各個學(xué)習(xí)階段的成績總體上優(yōu)于男性。

表5 外貌對年級排名的影響

綜上，與本文在第二部分的理論分析一致，外貌對不同階段學(xué)生的學(xué)業(yè)成績有不同程度乃至相反方向的影響。對于小學(xué)生而言，外貌對學(xué)業(yè)成績的影響表現(xiàn)為“美貌溢價”；對初中生來說，外貌對學(xué)業(yè)成績的影響不顯著，但已初步呈現(xiàn)出不同的影響；而對于高中生而言，外貌在學(xué)業(yè)成績方面則表現(xiàn)為明顯的“美貌懲罰”?？傊?，外貌是學(xué)生學(xué)業(yè)成績的重要影響因素之一，會在不同學(xué)習(xí)階段產(chǎn)生不同的影響。

(二)減輕內(nèi)生性問題

為減輕前面所述的潛在內(nèi)生性問題，本研究利用受訪者對應(yīng)訪員所訪問的所有受訪者相貌平均得分(不含本人)作為受訪者相貌評分的工具變量，估計結(jié)果見表6。在控制了潛在的內(nèi)生性問題后，高中生中仍存在顯著的“美貌懲罰”，即外貌評分越高的學(xué)生，其班級成績排名與年級成績排名卻越低。一階段估計結(jié)果顯示，工具變量與受訪者的外貌評分高度相關(guān)。兩階段估計結(jié)果顯示lnsig_2值約為-1.9，模型的二階段估計顯著，且模型通過了atanhrho_12檢驗，表明使用條件混合過程方法(CMP)估計優(yōu)于使用有序probit模型估計，工具變量是有效的。

表6 訪員的平均評分作為工具變量

(三)外貌對學(xué)業(yè)成績影響的機制分析：自控能力的作用

根據(jù)前面的理論分析，外貌對學(xué)業(yè)成績存在兩種不同方向的影響。筆者認(rèn)為，學(xué)生的自我控制能力在抑制“美貌懲罰”方面，發(fā)揮著重要作用。相貌出眾者，因可獲得更多社交機會而可能用更多的時間社交而使學(xué)習(xí)的時間和精力減少。高自控力的學(xué)生能更好控制自己的社交時間，并保證學(xué)習(xí)時間，從而減少因美貌所帶來的“美貌懲罰”效應(yīng)，而較低自控力的學(xué)生因無法抵制社交活動的誘惑而使學(xué)習(xí)時間和精力受到影響，學(xué)業(yè)成績受損。對此，本文利用控制點量表和互聯(lián)網(wǎng)娛樂頻率來衡量自控能力，結(jié)果如表7和表8所示。

利用CFPS2018問卷中控制點量表得分，本研究構(gòu)造是否內(nèi)控型人格(hic)的虛擬變量，控制點量表得分低于15分定義為內(nèi)控型人格，取值為1，高于或等于15分為外控型人格，取值為0；(8)控制點量表包括5個問題，部分問題并非得分越高而傾向性越強，因此本研究對部分問題的得分進(jìn)行了重新編碼,得分1到5為從十分不同意到十分同意，3分表示中立。內(nèi)控型人格的個體更有可能獲得更好的學(xué)業(yè)成績(劉中華，2018)。定義使用互聯(lián)網(wǎng)娛樂頻率一周3-4次及以上為高頻率組，取值為1，否則取0。(9)CFPS2018問卷中關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)娛樂的頻率的問題為：“一般情況下，您使用互聯(lián)網(wǎng)娛樂(如看視頻、下載歌曲等)的頻率有多高？”，回答取值1-7分別為幾乎每天、一周3-4次、一周1-2次、一月2-3次、一月一次、幾個月一次、從不。在表7中列(1)-(3)的模型設(shè)定上，分別在式(1)的基礎(chǔ)上加入“是否內(nèi)控型人格”(hic)及其與外貌的交乘項(beauty*hic)、“是否高頻率組”(net)及其與外貌的交乘項(beauty*net)。

表7中的結(jié)果顯示，初中階段beauty*hic系數(shù)為正，表明與自控力較低的個體相比，內(nèi)控型人格(高自控力)個體存在“美貌溢價”或可以減少“美貌懲罰”。

表7 外貌對學(xué)業(yè)成績影響的機制分析：用內(nèi)控型人格測度自控能力

表8中，在高中階段，互聯(lián)網(wǎng)娛樂頻率與外貌的交互項(beauty*net)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明與不經(jīng)常使用互聯(lián)網(wǎng)娛樂的個體相比(高自控力)，高頻使用互聯(lián)網(wǎng)娛樂(低自控力)會使得貌美的個體的成績下降，造成高中階段的“美貌懲罰”。但是在初中和小學(xué)階段，beauty*net的系數(shù)并不顯著。這表明自控力在高中更加重要。

表8 外貌對學(xué)業(yè)成績影響的機制分析：用互聯(lián)網(wǎng)娛樂頻率測度自控力

(四)其他穩(wěn)健性檢驗

1.剔除班級人數(shù)較少的觀測值

本文的被解釋變量成績排名并非具體的次序排名，而是比較模糊的分段排名，當(dāng)班級或年級人數(shù)較少時，排名的區(qū)分度會過大，有可能影響估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，本文剔除學(xué)生所在班級或年級人數(shù)小于10人的觀測值，重新回歸，結(jié)果如表9所示。相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，回歸系數(shù)的大小和顯著性水平并沒有太大的變化，與基準(zhǔn)結(jié)果一致。班級或年級人數(shù)的系數(shù)均不顯著，不支持相關(guān)文獻(xiàn)的結(jié)論——在規(guī)模較小的班級/年級，學(xué)生可獲得的資源及教師關(guān)注度都會提升，從而對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生正向影響(Maganga,2016；王駿等，2017)。這可能是因為在中國，大班額往往出現(xiàn)在教育質(zhì)量較高的大城市及好學(xué)校，而小班往往是在生源不足且教育質(zhì)量較低的農(nóng)村地區(qū)的緣故。

表9 剔除班級人數(shù)較少的觀測值

2.僅保留熟練訪員的觀測值

本文對外貌的測度使用訪員對個體的主觀評價打分，具有較強的主觀性。不同訪員的審美偏好有所不同，另外，對不同年齡段的群體，同一訪員判斷“美”的標(biāo)準(zhǔn)也未必統(tǒng)一，從而導(dǎo)致一定的評分偏差。同一訪員采訪學(xué)生數(shù)量過少時，評分經(jīng)驗不足可能會導(dǎo)致外貌評分存在較大的波動，而采訪學(xué)生的數(shù)量較多時，這種波動會變小，從而減少訪員審美偏差所帶來的偏誤。因此本文僅留下采訪學(xué)生數(shù)量大于等于5人的訪員樣本。穩(wěn)健性檢驗中，僅保留采訪學(xué)生數(shù)量大于等于10人的樣本，結(jié)果如表10所示。相比于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，小學(xué)生、初中生樣本估計的回歸系數(shù)的方向、大小及顯著性都沒有明顯的變化，而高中生樣本估計結(jié)果則變得不再顯著，但班級排名的回歸系數(shù)仍為負(fù)數(shù)。

表10 僅保留熟練訪員的觀測值

(五)異質(zhì)性分析

外貌對學(xué)業(yè)成績的影響可能因個體特征不同而相異。為探討個體特征的影響，下面分析外貌對學(xué)業(yè)成績影響的性別差異、城鄉(xiāng)差異以及寄宿與非寄宿差異。

1.性別差異

以往許多文獻(xiàn)也支持了外貌對勞動力市場表現(xiàn)、婚姻、認(rèn)知與非認(rèn)知能力等方面的影響存在性別差異(French et al.,2009；Harper,2000；胡文馨、曾湘泉，2019；陳雨露、秦雪征，2018)。因此，外貌對學(xué)業(yè)成績的影響也可能存在性別差異。因此，本研究在基準(zhǔn)回歸中加入性別(gender)和外貌(beauty)的交互項，以估計外貌影響的性別差異，結(jié)果如表11所示。外貌對班級排名的影響方向和基準(zhǔn)回歸相似，外貌對學(xué)業(yè)成績的影響，在小學(xué)階段呈現(xiàn)出美貌溢價，在高中階段呈現(xiàn)出“美貌懲罰”，但顯著性有所下降。性別和外貌的交互項在小學(xué)、初中和高中階段的系數(shù)都比較小且均不顯著，不論是用班級排名還是年級排名衡量學(xué)業(yè)成績。這表明在統(tǒng)計上外貌對于學(xué)業(yè)成績不存在性別差異。

表11 外貌對學(xué)業(yè)成績影響的性別差異

2.城鄉(xiāng)差異

人們不僅對不同性別個體的外貌有著不同的評判標(biāo)準(zhǔn)，在不同的環(huán)境中，外貌的評判以及發(fā)揮的作用也可能會發(fā)生變化(Chen et al.,2019)。外貌對于成績的影響也可能存在城鄉(xiāng)差異。因此，本研究用城市(urban)和外貌的交互項，其系數(shù)反映了外貌對成績影響的城鄉(xiāng)差異，結(jié)果如表12所示。在小學(xué)階段，外貌與城市的交互項的系數(shù)為負(fù)，且以年級排名衡量的學(xué)業(yè)成績的回歸中，其系數(shù)顯著為負(fù)。這表明與農(nóng)村學(xué)生相比，城市學(xué)生存在“美貌懲罰”，或相對于城市學(xué)生，農(nóng)村學(xué)生存在美貌溢價。初中高中階段交互項的系數(shù)符號則恰好相反，故與農(nóng)村相比，城市學(xué)生存在美貌溢價?？偟膩碚f，外貌對學(xué)業(yè)成績的影響存在一定的城鄉(xiāng)差異。

表12 外貌對學(xué)業(yè)成績影響的城鄉(xiāng)差異

3.寄宿與非寄宿差異

寄宿制學(xué)校的建設(shè)是擴(kuò)大義務(wù)教育規(guī)模，促進(jìn)城鄉(xiāng)教育均衡發(fā)展的重要工程，尤其在農(nóng)村地區(qū)，寄宿制學(xué)校是義務(wù)教育的載體(朱志勝等，2019)。盡管寄宿制學(xué)?？梢蕴峁┍容^穩(wěn)定和安全的教育環(huán)境(Curto & Fryer，2014)，提高教育質(zhì)量，但長期的校園統(tǒng)一居住使得家庭教育與情感互動存在缺位，從而不利于學(xué)生的心理健康和非認(rèn)知能力發(fā)展(陸偉等，2017)。根據(jù)學(xué)生寄宿情況在基準(zhǔn)回歸中加入寄宿(boarding)以及寄宿和外貌的交互項，結(jié)果如表13所示。寄宿和外貌的交互項的系數(shù)小學(xué)階段為正，初中和高中階段為負(fù)，但統(tǒng)計上均不顯著。這表明在初中和高中，寄宿加重了美貌懲罰，盡管統(tǒng)計意義上不顯著。與非寄宿初高中生比，寄宿的初高中生，增加了外貌對其成績排名的負(fù)向影響，且高中階段交互項的系數(shù)更大。在小學(xué)生寄宿率遠(yuǎn)低于初高中生且小學(xué)生寄宿學(xué)校管理較嚴(yán)格的背景下，這一結(jié)果表明，若家庭教育缺位或?qū)W校管理不嚴(yán)，美貌會給青春期青少年帶來學(xué)業(yè)上的“懲罰”效應(yīng)。

表13 外貌對學(xué)業(yè)成績影響的寄宿與非寄宿差異

綜上，我們認(rèn)為，美貌是一把雙刃劍，對學(xué)生學(xué)業(yè)成績同時存在正向和負(fù)向的影響，在不同條件下表現(xiàn)出不同的結(jié)果。當(dāng)有外部環(huán)境(如家長)約束時，美貌的負(fù)面作用可以得到一定程度的抑制，其正面作用得以顯現(xiàn)；當(dāng)學(xué)生處于寄宿或留守情況時，外部環(huán)境的約束變小，美貌的負(fù)面作用得以放大，甚或超過了其正面作用，對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生了顯著負(fù)向影響。

五、結(jié)論

諸多文獻(xiàn)探究外貌在勞動力市場上的作用，多數(shù)顯示在勞動者的工資收入中存在美貌溢價，而在勞動者的晉升中則存在美貌懲罰。但是，外貌對個體學(xué)業(yè)表現(xiàn)影響的研究還較少，更沒有區(qū)分不同學(xué)業(yè)階段的不同影響。同時，現(xiàn)有研究學(xué)業(yè)表現(xiàn)的文獻(xiàn)，多使用測試成績絕對值衡量學(xué)業(yè)表現(xiàn)，由于不同地區(qū)學(xué)生的成績高低往往不具有可比性，利用學(xué)生所在班級和學(xué)校的相對排名來衡量學(xué)業(yè)表現(xiàn)更加科學(xué)。

利用CFPS2018 的數(shù)據(jù)，本研究探究了外貌對班級成績排名、年級成績排名的影響。結(jié)果表明，外貌評分高的小學(xué)生，其學(xué)業(yè)成績排名靠前的可能性會提高，即表現(xiàn)為“美貌溢價”；而外貌評分高的高中生，其學(xué)業(yè)成績排名靠前的可能性卻會降低，即表現(xiàn)為“美貌懲罰”。這是因為不同學(xué)業(yè)階段，個體面臨的外部約束和社交需求有所不同，小學(xué)階段學(xué)生多數(shù)不寄宿，家長管束較嚴(yán)，減少了“美貌懲罰”。高中生大多住校且處于青春期，對社交的需求日益強烈，美貌帶來更多社交機會的同時，也分散了學(xué)習(xí)的注意力和精力，容易給學(xué)業(yè)成績帶來“美貌懲罰”。異質(zhì)性分析表明外貌不存在性別差異和寄宿非寄宿的差異，但存在城鄉(xiāng)差異。和城市的學(xué)生相比，農(nóng)村的小學(xué)生的年級排名存在美貌溢價，農(nóng)村的高中生則存在“美貌懲罰”。與非寄宿生相比，高中寄宿會增加“美貌懲罰”，盡管統(tǒng)計上不顯著。機制分析顯示高自控能力有助于減少中學(xué)階段出現(xiàn)的“美貌懲罰”。因此，家庭和學(xué)校應(yīng)重視學(xué)生的非認(rèn)知能力培養(yǎng)，比如從小培養(yǎng)和提升學(xué)生的自控能力以減少中學(xué)階段可能出現(xiàn)的“美貌懲罰”。

在擁有更多社交機會的情況下，擁有更強的自控能力的學(xué)生依然選擇專注于學(xué)習(xí)而非社交。美貌懲罰使得兼具較好相貌和高非認(rèn)知能力的個體才能考上大學(xué)，即經(jīng)歷中高考篩選后勝出的貌美個體，其本身具備更高的非認(rèn)知能力及生產(chǎn)力，故勞動力市場上的美貌溢價部分源于非認(rèn)知能力的差異，而非僅僅是外貌歧視。

本文旨在拋磚引玉，尚存諸多不足。受數(shù)據(jù)所限，各個學(xué)業(yè)階段的觀測值數(shù)量不多，且CFPS調(diào)查按照社區(qū)和家庭抽樣而不是按照學(xué)校抽樣，因此學(xué)生來自各個不同的學(xué)校和班級，無法控制學(xué)校和班級的固定效應(yīng)。其次，本研究所使用的工具變量并不完美，但目前無法獲得更好的工具變量。最后，本文估計的是外貌對學(xué)業(yè)成績的總體影響，即最終體現(xiàn)的是“美貌懲罰”還是“美貌溢價”，尚無法分離“美貌懲罰”和“美貌溢價”各自的影響。