楊育土，丘海雄

（中山大學社會學與人類學學院，廣州510275）

一、引 言

人口外貌特征對人類生活的影響無疑是巨大而深遠的。身高、身材和面孔吸引力（俗稱“顏值”）被認為是人口外貌特征的三大重要組成部分，本研究重點考察身材對工資影響的生成機制。身材肥胖的人在生活中許多方面不斷承受著所謂的“肥胖污名”（Obesity Stigma）。盡管全世界肥胖的人越來越多，但肥胖的人被認為是最后一種可以接受的被詆毀的目標，被賦予了許多諸如懶惰、不努力、自制力差等負面標簽和刻板印象，甚至肥胖的人也自認為自己身上具有這些負面特征。

在勞動力市場領域，身材不僅影響著求職面試的成功率，而且也影響著勞動者的工資收入水平。身材肥胖的人在勞動力市場往往會遭到歧視，他們求職的成功率更低，甚至相當部分的崗位并不對體重過高的申請者開放，他們獲得的工資收入水平也更低，體現出一種所謂的“肥胖罰金效應”（Obesity Penalty Effect）。相對于那些肥胖者面臨的肥胖罰金而言，那些身材中等或偏瘦的人則具有“瘦身溢價”（Slimming Premium）。本文從對偏瘦的人有利的角度定義身材與工資的關系，這樣就可以更加直觀地分析勞動力市場肥胖罰金或瘦身溢價的生成邏輯。正因為肥胖的人在生活中會面臨著諸多不利，而苗條的人顯然更受歡迎，更為可怕的是，這種不利甚至延伸到工作機會和工資水平的差別上。因此，瘦身運動越來越在全社會廣泛流行，因為這不僅僅關乎審美，更關乎實際的經濟收益。

目前對勞動力市場“肥胖罰金效應”的解釋主要有三種：一是肥胖的人更加缺乏自信，自我評價更低[1][2]，這會影響他們的面試和職場表現；二是肥胖的人擁有的人力資本更少[3]；三是肥胖的人在勞動力市場面臨著雇主的歧視[4]，這主要包括基于信息不對稱的歧視（Discrimination due to Asymmetric Infor?mation）以及基于好惡的歧視（Taste-Based Discrimination）[5]。雖然大量的已有研究關注到肥胖的工資罰金效應，即肥胖的人收入普遍更低，并且試圖去解釋造成這種效應的原因。但是，關于肥胖的工資罰金效應是如何形成的？現有的解釋框架的解釋力度究竟有多少？這些解釋邏輯之間是相互作用，還是獨立影響？在不同的社會情境下，肥胖的工資罰金效應有何差異……等等，這些與解釋邏輯相關問題的研究還遠遠不夠。勞動者“肥胖罰金”或“瘦身溢價”生成邏輯顯然還有廣闊的探索空間。

本文從人力資本和社會資本的有關理論出發(fā)，意在探索勞動力市場瘦身溢價的生成邏輯，通過“剝洋蔥”式層層深入的剖析，首先分別考察人力資本和社會資本各自在瘦身溢價中是否起到中介作用，其次考察人力資本與個體社會資本在瘦身溢價效應之間的相互作用，最后考察在不同市場化程度下，瘦身溢價效應及其中介變量是否存在顯著差異，從而在一定程度上揭開瘦身溢價這一神秘面紗。

二、理論邏輯與研究假設

（一）勞動者身材與工資的關系

勞動者身材對工資具有重要影響，肥胖罰金效應或瘦身溢價效應已經被大量實證研究所證實[1][2][6-10]。然而，雖然勞動力市場的肥胖罰金效應似乎已成為一種共識，但效應大小卻隨不同性別群體、不同崗位類型而產生差異。在分性別群體上，許多研究表明，女性群體面臨的肥胖罰金效應比男性群體嚴重[1][2][6-9]。部分學者則發(fā)現了肥胖罰金效應在崗位類型分配上也存在差異，肥胖工資懲罰在需要更多社會交往技能的工作崗位上越嚴重[5][9]。

鑒于肥胖罰金或瘦身溢價具有普遍性，因此我們提出本文的第一個假設：

H1：勞動者瘦身溢價顯著存在

（二）并行多重中介模型

1.人力資本的中介作用

兒童時期的肥胖會影響到認知能力的發(fā)展，進而影響到其人力資本的積累。相對于身材中等或偏瘦的兒童而言，肥胖的兒童具有負向的認知能力發(fā)展和學習表現。主要的解釋有以下幾種：一是教師對肥胖學生的歧視會導致他們更差的學習表現[11]；二是肥胖相關疾病可能帶來的學習技能獲取障礙[11]；三是一些神經生物學的路徑[12]；四是可能來自家庭背景等一些未知的第三方因素[13]。因此，相對而言，那些長得較苗條的人就獲得了一種隱性的人力資本溢價。

而人力資本對工資收入的促進作用早已是一種廣泛認可的共識，人力資本（受教育程度）早已成為工資方程中不可或缺的關鍵變量之一。

綜上，我們提出本文的第二個假設：

H2：人力資本在瘦身溢價中起到正向中介作用

2.社會資本的中介作用

（1）個體社會資本的中介作用由于全社會對苗條身材是癡迷的，這種癡迷形成了一種強大而持久的社會壓力，讓人們對過重或肥胖的身材難以容忍，無論是兒童、青少年還是成年人，肥胖都是一種不受歡迎的狀態(tài)。甚至，肥胖成了一種污名化的特征，肥胖的人常常被一些具有侮辱性和貶低性的詞匯進行羞辱。因此，有研究發(fā)現與那些體重正常的青少年相比，肥胖的青少年更可能被社會孤立，處于社會網絡的外圍和邊緣，他們被其他同伴視為朋友的可能性也更低[14]。換言之，身體正常或偏瘦的人更能獲得社會的認可，具有更好的朋友圈。

同樣，自從格蘭若維特（Granovetter）[15]對社會網絡與找工作的關系進行系統(tǒng)研究以來，個體社會資本對工資的促進作用得到了大量實證研究的支持[16-18]。

因此，我們提出本文的第三個假設：

H3：個體社會資本在瘦身溢價中起到正向中介作用

（2）集體社會資本的中介作用根據科爾曼對宏觀與微觀聯結的理論性論述，個體層次的行動在一定條件下能夠影響到宏觀層次的效果[19]。如果這個理論是成立的，那么個體社會資本與集體社會資本應該存在某種聯結，這種聯結會使得個體社會資本與集體社會資本相互影響。從這個意義上說，身材能夠通過影響個體社會資本，從而對集體社會資本產生影響。

但是，事實上目前個體社會資本和集體社會資本仍然存在著理論對峙和概念割裂，通常被視為兩個相互獨立的知識體系，似乎難以相互影響[20][21]。尤其是在中國這樣一個以“關系本位”為特征的人際社會中，以特殊信任為主，普遍信任相對不足的社會結構特征的存在，使得個體社會資本十分活躍，而集體社會資本卻相對匱乏[21]。個體社會資本的增加并不會明顯改善集體社會資本。

可見，身材會不會通過個體社會資本影響到集體社會資本，是一個競爭性命題。

而已有的有關經濟學研究表明，以普遍信任、社會規(guī)范等為衡量維度的集體社會資本，對經濟發(fā)展與工資收入的增加具有促進作用[22][23]。

基于以上分析，我們提出以下競爭性假設：

H4a：集體社會資本在身材與工資的關系中起到中介作用

H4b：集體社會資本在身材與工資的關系中不起中介作用

綜上，我們將人力資本、個體社會資本以及集體社會資本的并行多重中介理論模型表示如圖1。

圖1 并行多重中介的理論模型

（三）多步中介模型

如果對人力資本與個體社會資本之間的關系進行更進一步的分析，我們就可能發(fā)現更加復雜多樣的瘦身溢價的生成過程，即可能存在多步中介效應。已有研究表明，個體社會資本與人力資本是相互影響的[24-26]。個體社會資本對人力資本的形成與積累會產生影響，家庭內部社會資本和家庭外部社會資本都有會對子女的人力資本（教育獲得）產生影響[24][25]。而同樣地，人力資本對個體社會資本的形成和積累也會產生影響，教育層次的提高有助于結識到更加優(yōu)秀的朋友[26]。

因此，基于以上分析，我們提出以下假設：

H5a：“身材—個體社會資本—人力資本—工資”多步中介存在

H5b：“身材—人力資本—個體社會資本—工資”多步中介存在

圖2 “身材—個體社會資本—人力資本—工資”多步中介理論模型

（四）市場化程度的調節(jié)效應

1.對瘦身溢價效應的調節(jié)

根據傳統(tǒng)經濟學理論，在完全競爭條件下，市場化可以消除勞動力市場的歧視行為。這是由于歧視本身與勞動生產率無關，對雇員進行歧視性對待會增加雇主的額外成本，從而使具有歧視行為的雇主在市場競爭中喪失優(yōu)勢[27]。但該觀點成立需要符合兩個前提：一是市場是完全競爭的；二是勞動力市場的歧視行為與生產率無關，是一種純粹的歧視。在現實中，這兩個前提難以成立，不僅不存在完全競爭市場，而且勞動力市場的歧視也被認為不完全是純粹的歧視，它與能力是相關的?；氐椒逝制缫暽蟻?，雇主對肥胖員工的區(qū)別對待可能與肥胖員工本身所具的人力資本劣勢有關[3]。因此，市場化對瘦身溢價的調節(jié)作用也是一個競爭性命題。如果肥胖歧視是純粹的歧視，那么市場化程度的加深就有利于肥胖歧視或瘦身溢價的弱化甚至消失；如果肥胖歧視與肥胖者自身的能力有關，那么市場化程度的加深可能會使瘦身溢價效應更加強化；如果肥胖歧視是一種出于本能或者與經濟效益無關的偏好，本身具有恒定性，那么市場化程度對瘦身溢價不會產生調節(jié)作用。

2.對人力資本中介效應的調節(jié)

市場化與勞動力市場人力資本回報之間的關系也是一個爭議性的話題。包括倪志偉、邊燕杰等在內的多數學者認為，市場化會促進勞動力市場人力資本回報的上升，市場經濟能夠使人力資本的效能得到更加充分的釋放[28]。但是，也有部分學者認為市場化并不能使人力資本的回報得到提升[29][30]。謝宇等發(fā)現中國的市場化并沒有使城市居民的人力資本回報上升，他們認為這個結果可能與勞動力市場不夠完善有關[29]。過了幾年，吳曉剛和謝宇又發(fā)現在1987～1996年的中國，雖然城市職工的人力資本回報是上升的，但這種上升效應不是市場化造成的，而是城市職工從國有部門向市場部門轉移所產生的職業(yè)流動造成的[30]。

3.對個體社會資本中介效應的調節(jié)

市場化與社會資本的關系同樣是一個競爭性命題。關于在市場化程度不斷加深的中國，社會資本作用是強化還是弱化的問題也有著截然不同的兩種回答。部分學者認為，社會資本與市場是一種“此消彼長”的關系，社會資本作為一種非正式制度，隨著市場這一正式制度的不斷完善其在勞動力市場中發(fā)揮的作用將會不斷減弱[31]。另一部分學者認為，市場化并不會使社會資本的作用弱化或消失，而是可能會使社會資本產生一些適應性變化，以另外的方式發(fā)揮作用，甚至是更大的作用[32]。張文宏、張莉通過不同的方式對市場化和社會資本進行測量，發(fā)現不同的測量具有一致性的結果：市場化程度的加深提升了社會資本的“認可度”，但降低了社會資本的“含金量”[33]。

從以上分析可以得知，市場化程度對瘦身溢價直接效應的調節(jié)、對人力資本中介效應的調節(jié)、對個體社會資本中介效應的調節(jié)都沒有共識性的結論，理論關系模型如圖4所示。本研究提出以下競爭性假設：

H6a：市場化程度對瘦身溢價及其中介效應存在顯著的調節(jié)作用

H6b：市場化程度對瘦身溢價及其中介效應不存在顯著的調節(jié)作用

圖3 “身材—人力資本—個體社會資本—工資”多步中介理論模型

圖4 市場化程度對瘦身溢價及其中介變量的調節(jié)效應理論模型

三、研究設計

（一）數據來源與統(tǒng)計方法

本研究采用中山大學社會科學調查中心收集的2016年中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數據。該數據主要的調查對象為家庭中的全部勞動力（15～64歲的家庭成員），內容包括了人口學特征、教育、工作、遷移、工作歷史、勞動者狀態(tài)、社會支持與社會參與等眾多主題，采用多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法進行調查，并分為追蹤調查和新增調查兩大類。該調查從2012年開始，每兩年組織一次全面調查，樣本覆蓋了全國29個省市，具有較好的代表性。2016年的CLDS調查數據有21086個樣本，本文在剔除異常值、缺失值以及沒有收入（或沒有報告）的樣本以后（其中，工資收入對數按照剔除兩端1%極值的處理方法使得其更加符合正態(tài)分布，共剔除了31個極值樣本），獲得了有效樣本共2117個。由于在生成邏輯分析中加入了中介變量和調節(jié)變量，剔除異常值、缺失值等使得這部分的樣本減少到1711個。

在瘦身溢價的存在性方面，本研究首先采用最小二乘法（OLS）多元線性回歸考察瘦身溢價的存在性。由于可能存在遺漏解釋變量、雙向因果等原因造成身材與工資之間的關系可能存在內生性問題，已有不少學者考慮到這個問題，并采取相應的措施處理。如Cawley（2004）使用孩子的BMI作為母親BMI的工具變量[2]，Morris（2006）用區(qū)域層次的平均BMI作為工具變量[7]。我們知道，尋找到一個好的工具變量是不容易的，并且工具變量法也常常難以滿足與擾動項不相關的要求而具有較大的爭議性，再考慮到數據的可得性，本研究參考陶然和周敏慧（2012）的做法，運用反事實分析框架中的傾向值匹配法分析身材與工資之間可能存在的內生性問題[34]。

首先，將BMI變量處理成一個偏瘦的二分變量，控制組為身材其他組，包括身材中等及偏胖，處理組為身材偏瘦組；第二步，使用Logit 回歸計算每個勞動者個體具有潛在身材偏瘦的傾向值；第三步，將處理組和控制組按照傾向值進行重新匹配，匹配方法有多種，本文采用最常用的最近鄰匹配法；第四步，檢驗匹配的共同支撐區(qū)間、匹配前后的核密度函數變化以及偏差程度變化；第五步，對已經匹配完成的兩組樣本進行估計，獲得總體樣本平均處理效應（ATE）。

其中，ATE、ATT和ATU的計算公式如下：

在式（1）中，ATE是總體樣本的平均處理效應，ATT是處理組的平均處理效應，ATU是控制組的平均處理效應，π是總體樣本中接受處理的比例，（1-π）是總體樣本中沒有接受處理的比例。

在式（2）中，P（i）是傾向值，Slimming=1表示處理組，即身材偏瘦。lnwagei1表示第i個身材偏瘦的個體作為身材偏瘦時的工資收入，lnwagei0表示屬于身材偏瘦的第i個個體作為身材其他組時的工資收入，lnwagei1是可觀測的，lnwagei0是不可觀測的。

在式（3）中，P（i）是傾向值，Slimming=0 表示控制組，即身材其他組。lnwagei1表示屬于身材其他組的第i個個體作為身材偏瘦時的工資收入，lnwagei1表示屬于身材其他組的第i個個體作為身材其他時的工資收入，lnwagei1是不可觀測的，lnwagei0是可觀測的。

在瘦身溢價的生成邏輯方面，本文采用結構方程模型（SEM）來研究勞動者瘦身溢價的生成邏輯，并使用Mplus 8.1軟件進行操作。表2展示了各個模型的擬合信息，由于本文分析的樣本量（1711個）遠遠大于結構方程模型的理想樣本量，造成模型擬合的卡方值/自由度偏大，但其他擬合指標（RM?SEA，CFI，TLI，SRMR等）較為良好。因此，總體模型擬合是可接受的。本文采用Bootstrap法進行中介效應檢驗，有放回地重復抽樣5000次。在多重中介和多步中介中，采用最大似然法（ML）進行分析，同時匯報百分位Bootstrap和偏差校正百分位Bootstrap法95%的置信區(qū)間情況。在多步中介效應中，采用最大似然法，匯報偏差校正百分位Bootstrap法95%的置信區(qū)間情況。在調節(jié)效應中，將顯著性水平適當放寬，匯報偏差校正百分位Bootstrap法90%的置信區(qū)間情況。

（二）變量構造與描述性統(tǒng)計

1.因變量

本研究的因變量為“工資年收入”，為顯變量，對應的問卷題目是“不扣除個人所得稅，社會保險和住房公積金，您2015年的工資性收入確定是有多少？”。對個人工資年收入進行對數處理后，按照樣本分布百分比處理成一個1～5分的有序變量（見表1）。

2.自變量

本研究的自變量為身材，也是一個顯變量，用身體質量指數（Body Mass Index，BMI）表示。BMI是常用的衡量身材胖瘦程度的重要指標，計算公式為體重除以身高的平方。同樣地，將BMI按照樣本分布百分比處理成一個1～5分的有序變量（見表1）。

3.中介變量

（1）人力資本本文所使用的人力資本變量是一個潛變量，由受教育程度（T1）、專業(yè)技能水平（T2）、閱讀能力（T3），書面寫信能力（T4）、短信使用能力（T5）、網銀使用能力（T6）、車票網購能力（T7）、ATM取款能力（T8）等8個題項組成。經過驗證性因子分析（CFA），并參考修正指數（MI），將因子載荷值較低的題項刪除，保留T1，T3和T6三個題項。

（2）社會資本本文將社會資本的測量分為個體社會資本和集體社會資本，二者都是潛變量。個體社會資本采用社會網絡法進行衡量，由于CLDS數據并沒有收集關于被調查者社會網絡成員的職業(yè)、行業(yè)等相關信息，造成難以有效衡量社會網絡的網頂、網差等維度特征，只能從討論社交網絡、餐飲社交網絡兩個方面衡量個體社會資本。討論社交網絡側重衡量的是網絡規(guī)模，即能夠得到支持或幫助的朋友人數，討論社交網絡包含三個題項：可訴說心事的人數（M11）、可討論重要問題的人數（M12），可借錢的人數（M13），經過驗證性因子分析及其修正后，因子載荷良好，無修正提示，全部留下；餐飲社交網絡側重衡量的是網絡強度，即餐飲社會交往互動的頻率，餐飲社交網絡包含五個題項：工作日在外就餐頻率（M01）、休息日在外就餐頻率（M02）、請人在外就餐頻率（M03）、被請在外就餐頻率（M04）、陪友在外就餐頻率（M05）。經過驗證性因子分析及其修正后，剔除因子載荷較低的M02。

集體社會資本包括社區(qū)社會資本、社會信任和社會規(guī)范。社區(qū)社會資本由社區(qū)居民熟悉程度（M21）、社區(qū)居民信任程度（M22）、社區(qū)居民互助程度（M23）三個題項組成，經過驗證性因子分析及其修正后，因子載荷良好，無修正提示，全部留下；社會信任由對家人的信任（M31）、對親戚朋友的信任（M32）、對鄰居的信任（M33）、對同學的信任（M34）、對同鄉(xiāng)的信任（M35）、對陌生人的信任（M36）、對同事的信任（M37）、對生意人的信任（M38）、對信教者的信任（M39）等九個題項構成。原打算將社會信任分為特殊信任與普遍信任，但由于結構方程模型無法收斂，故直接將九個題項進行驗證性因子分析，刪除了因子載荷較低的題項，保留了對同學的信任（M34）、對同鄉(xiāng)的信任（M35）、對同事的信任（M37）。社會規(guī)范由社會公平程度（M41）、社區(qū)安全程度（M42）、未來失業(yè)可能（M43）、遭遇侵害可能（M44）、遭遇恐襲可能（M45）、假藥或偽劣食品可能（M46）、感染傳染病可能（M47）以及遭遇環(huán)境污染可能（M48）等八個題項組成，通過驗證性因子分析，保留了遭遇侵害可能（M44）、遭遇恐襲可能（M45）、感染傳染病可能（M47）。

4.調節(jié)變量

市場化程度是本文的調節(jié)變量，用王小魯、樊綱等公布的2016年中國分省份市場化指數[35]表示，將連續(xù)變量處理成二分變量，0=市場化低（市場化指數小于5），1=市場化高（市場化指數大于等于5）。

5.描述性統(tǒng)計

表1匯報了所有變量的描述性統(tǒng)計情況。從表1中可以看出，因變量方面，工資收入的均值和最小值相差較大，且5分變量的工資收入均值相對較小，說明整體而言，全國平均工資收入水平不高，且工資收入的差距較大，“被平均”的現象較為明顯；自變量方面，BMI的均值為2.97，基本處于中等，標準差較大，說明身材的個體差異較大；中介變量方面，整體而言，人力資本、個體社會資本的均值都小于3.00，標準差大多大于1，說明全國平均而言，人力資本、個體社會資本水平都較低，個體占有的人力資本和個體社會資本差異較大；而集體社會資本的均值都大于3.00，標準差大多小于1，說明全國平均的集體社會資本較高，集體社會資本的差異較??；控制變量方面，性別分布上男女大致相當，男性偏多一點；平均年齡40歲左右，說明以中青年勞動力為主；黨員的比例大約1成多，說明大多數勞動者為非黨員；戶籍的均值為0.38，說明大部分的勞動者是農村戶籍勞動者；婚姻狀況的均值為0.81，說明大多數勞動者為已婚有偶狀態(tài)；父親學歷和母親學歷都偏低，且標準差較大，父親平均學歷高于母親，說明上一代的受教育程度都偏低，且不同家庭的家長之間學歷差異較大。

表1 描述性統(tǒng)計

續(xù)表

四、研究結果分析

（一）瘦身溢價效應的存在性

表2匯報了用最小二乘法（OLS）估計的瘦身溢價效應及其性別差異情況。從表2可以看出，在控制了性別、受教育程度、年齡、年齡平方、黨員、戶籍、婚姻狀況、父親學歷、母親學歷之后，瘦身溢價效應在5%的顯著性水平上是顯著存在的，其估計系數為0.027，意為身材每瘦一個等級（如從很胖到偏胖），工資收入可以提高2.7%，假設H1得到了支持。分性別群體的回歸中顯示，瘦身溢價效應在男性群體中不顯著，在女性群體中是顯著的，并且在女性群體中的估計系數大于男性群體，說明瘦身的溢價效應在女性群體中是更明顯的，這與大多數已有研究相一致，即與男性群體相比，女性群體面臨的肥胖罰金或瘦身溢價效應更為明顯。

本研究采用反事實分析中的傾向值匹配法來分析身材與工資關系中可能存在的內生性問題。圖5匯報了身材偏瘦組和身材其他組進行傾向值匹配前后傾向值密度函數的變化。從圖5可以看出，在匹配前，處理組和控制組的傾向值密度函數曲線變化情況差異明顯。這表明，對瘦身溢價效應估計存在內生性問題，從而可能造成OLS回歸的有偏估計。而在匹配后，處理組和控制組的傾向值密度函數曲線差異縮小，說明進行傾向值匹配之后，處理組和控制組的特征差異得到了有效的消減。

表2 瘦身溢價效應及其性別差異

圖5 身材偏瘦組與身材其他組匹配前后傾向值密度函數的變化

表3匯報了身材偏瘦組與身材其他組的共同支撐區(qū)間分布情況，從表3可以直觀看出，大部分觀測值都在共同支撐區(qū)間范圍內，不在共同取值范圍內的樣本數只有11個，其中屬于控制組的有8個，屬于處理組的有3個，因此在進行傾向值匹配時，僅會損失非常少量樣本，不會因損失樣本而造成較大的估計偏差。

表4 匯報了用最近鄰法進行傾向值匹配的平均處理效應結果。身材偏瘦者，相對于身材其他者而言，具有顯著的工資溢價效應，其總體樣本的平均處理效應ATE為0.23，Z值為7.78，大于3.31的臨界值，在0.1%的顯著性水平上是顯著的，估計系數遠大于OLS 估計的0.0723，說明OLS 回歸對身材偏瘦者的工資溢價存在較大程度的低估。

平衡性檢驗的結果表明，相對于匹配前，所有變量在匹配后處理組和控制組的偏誤比例都明顯變小了，并且基本上都小于10%，處理組和控制組的差異t值檢驗也大部分從匹配前的0.1%顯著性水平上顯著到匹配后的5%顯著性水平上不顯著，說明匹配效果較好（限于文章篇幅，平衡性檢驗的結果未報告，有興趣的讀者可以向作者索?。?。

表3 身材偏瘦組與身材其他組共同支撐區(qū)間分布

表4 瘦身溢價傾向值匹配的平均處理效應（最近鄰匹配）

表5 模型擬合信息

（二）身材溢價效應的生成邏輯

1.模型擬合情況

表5匯報了所有生成機制模型的擬合信息。從表5 中可以看出，所有模型的卡方自由度比（χ2/df）都偏大一些，這可能與兩個方面的因素有關。一是樣本量較大，二是本研究的自變量、因變量和調節(jié)變量都是顯變量，只有中介變量是潛變量，客觀上容易使得模型的各項擬合指標不太理想，如卡方自由度比偏大，標準均方根殘差（Standard Root Mean-square Residual，SRMR）的值偏大，但總體上可以接受。另外，近似誤差均方根（Root Mean Square Error of Approxima?tion，RMSEA）大多小于0.08，比較擬合指數（Comparative Fit Index，CFI）和塔克—劉易斯指數（Tucker-Lewis Index，TLI）也大多大于0.9，說明整體上各個模型的擬合效果較好。

2.信度與效度分析

表6匯報了各個潛變量的信度和收斂效度。從表6可以看出，潛變量的標準化載荷均有大于0.6以上（其中M37 為0.545，接近0.6，可以接受），標準化因子載荷除以標準誤（即Z 值）都大于1.96，且P值都小于0.001，因此，所有的題目都是在0.1%的顯著性水平上是顯著的。所有題目信度都大于0.36（其中M37為0.292，勉強接受），說明潛變量對題目的解釋能力良好。所有潛變量的組合信度都大于0.7，所有潛變量的AVE都大于0.5，說明組合信度和收斂效度可以接受。

表6 信度與收斂效度表（標準化）

表7匯報了各個潛變量的區(qū)別效度。從表7可以看出，M0的AVE 開根號值（0.853）遠大于M0與M1，M0 與M2，M0 與M3，M0 與M4，M0 與T 之間的皮爾森相關系數（分別為0.180、-0.063、0.009、-0.037、0.335）。同理，另外的變量M1，M2，M3，M4，T的AVE開根號值也遠大于相互之間的皮爾森相關系數。因此，所有潛變量的區(qū)別效度都很好。

3.并行多重中介效應

表8匯報了并行多重中介效應的結果。從表8可以看出：首先，直接效應X-Y是顯著的，P值小于0.01，Bootstrap置信區(qū)間都沒有包含0，系數為0.069，說明身材苗條程度每增加1個等級，工資就增加6.9%，瘦身溢價效應存在，假設H1得到支持（回歸分析中加入了一系列控制變量，所以使得估計系數變小）；其次，M0、M1、T中介效應顯著，系數分別為0.024，0.007，0.105，P值都小于0.05，Bootstrap置信區(qū)間都沒有包含0，因此我們可以判斷人力資本和個體社會資本在瘦身溢價中都起到中介效應，假設H2、H3得到支持。并且，人力資本的中介效應大于社會資本；再次，M2，M3，M4中介效應都不顯著，P值都大于0.05，Bootstrap置信區(qū)間都包含0，因此我們可以判斷以社區(qū)互助、社會信任和社會規(guī)范所代表的集體社會資本在瘦身溢價中沒有起到顯著的中介效應。這說明在當下中國，個體社會資本與集體社會資本之間難以相互影響，身材雖然影響到個體社會資本的形成，但無法影響集體社會資本，假設H4b得到支持，H4a沒有得到支持。最后，通過不同中介效應的顯著性差異比較可以發(fā)現，無論是M0和M1、M0和T以及M1和T，他們之間的中介效應都是有顯著差異的，其P值都小于0.001，Bootstrap置信區(qū)間都沒有包含0。

表7 區(qū)別效度分析表

表8 并行多重中介效果

4.多步中介效應

表9 匯報了多步中介效應的結果。從表9 可以看出：首先，X-M0-T-Y，X-M1-T-Y，X-T-M0-Y，X-T-M1-Y都是顯著的，P值都小于0.05，偏差校正百分位Bootstrap的置信區(qū)間都不包含0，點估計值分別為0.047，0.009，0.009，0.003，可見“身材—個體社會資本—人力資本—工資”與“身材—人力資本—個體社會資本—工資”這兩條多步中介都存在，人力資本與社會資本是相互促進，相互影響的關系，假設H5a，H5b都得到了支持。其次，從系數大小的比較可以看出，在兩個多步中介中，“身材—個體社會資本—人力資本—工資”的中介效應大于“身材—人力資本—個體社會資本—工資”，這說明雖然兩個多步中介都存在，但是個體社會資本在人力資本的中介效應中起到了更強的先導性作用。最后，根據偏差校正百分位Bootstrap的置信區(qū)間，除了個別路徑沒有得到支持外（X-M1-Y），大部分所有模型中的其他路徑也得到了實證結果的支持。

表9 多步中介效應結果

5.市場化程度的調節(jié)效應

表10匯報了市場化程度作為調節(jié)變量，對瘦身溢價效應、個體社會資本中介效應以及人力資本中介效應的調節(jié)效果，偏差校正百分位Bootstrap的置信區(qū)間選擇90%。從表10可以看出：首先，市場化程度對X-Y 的調節(jié)效應在10%的置信水平上是顯著的，與低市場化組相比，高市場化組中的系數變小，說明市場化對瘦身溢價具有弱化效應；其次，市場化程度對M0中介效應的調節(jié)不顯著，說明XM0-Y這一影響路徑并不會受到市場化程度高低的影響，無論在市場化程度較低還是較高階段，餐飲社交網絡的中介效應都是存在的；而市場化程度對M1中介效應的調節(jié)在10%的顯著性水平上是顯著的，說明X-M1-Y這一影響路徑受到市場化程度高低的影響。在市場化的較低階段，M1這條中介沒有發(fā)揮效應，在市場化程度較高的階段才發(fā)揮效應，這說明討論社交網絡只有在市場化程度較高的地方才能發(fā)揮中介效應。因此，市場化程度對個體社會資本中介效應的調節(jié)效果主要取決于個體社會資本的測量方式；最后，市場化程度對T中介效應的調節(jié)也是不顯著的，X-T-Y這一影響路徑也不會受到市場化程度高低的影響，無論在市場化程度較低還是較高階段，人力資本的中介效應都是存在的，說明市場化程度的增加，不會強化或弱化人力資本在瘦身溢價中的中介效應，這在一定程度上印證了人力資本對瘦身溢價效應影響的恒定性。

表10 市場化程度調節(jié)效應結果

五、結論與討論

本文意在探究瘦身溢價的生成邏輯，對不同市場化條件下勞動者瘦身溢價及其作用機制的研究得出了以下結論：一是瘦身溢價確實是存在的，身材每瘦一個等級（如從很胖到偏胖），工資收入可以提高2.7%，瘦身有一定的經濟回報。二是勞動者的身材可以通過人力資本、個體社會資本對工資產生影響，人力資本的中介作用大于個體社會資本，而集體社會資本的中介路徑不存在；三是人力資本與社會資本是相互影響的，“身材—個體社會資本—人力資本—工資”與“身材—人力資本—個體社會資本—工資”這兩個多步中介都存在，但“身材—個體社會資本—人力資本—工資”的中介作用大于“身材—人力資本—個體社會資本—工資”，說明個體社會資本在人力資本的中介效應中起到了更強的先導性作用；四是市場化程度對瘦身溢價具有顯著的弱化效應，對人力資本的中介調節(jié)效應不顯著，對個體社會資本的中介調節(jié)效應取決了個體社會資本的測量方式：在餐飲社交網絡中不顯著，但在討論社交網絡中是顯著的。

本文的研究發(fā)現具有一定的政策啟發(fā)價值。首先，瘦身溢價是確實存在的，我們的實證結果與大部分相關研究相一致，瘦身有利于提升個人經濟效益。對肥胖群體而言，減肥是可以獲得收入回報的，這一發(fā)現在一定程度上可以對肥胖者產生減肥的激勵效果，有利于在全社會形成更加健康的生活方式。其次，人力資本和個體社會資本在身高溢價效應發(fā)揮了中介作用。這就告訴我們，對政府部門和學校而言，一方面要定期檢測國民的身體健康情況，尤其是青少年的身體發(fā)育、營養(yǎng)健康及肥胖情況，采取各種措施協助肥胖者進行有效減肥；另一方面，對既已成為的身材肥胖事實，要采取各種措施促進肥胖人群加大人力資本和個體社會資本的提升力度，更加關注和關愛肥胖群體，更加關心他們的學習狀態(tài)、人際交往和身心健康。對肥胖群體自身而言，一方面要積極減肥，提升在勞動力市場的競爭力；另一方面，也需要大力提升自身的人力資本與個體社會資本，以抵消或弱化肥胖罰金效應。再次，市場化可以弱化瘦身溢價效應。說明隨著市場化改革的不斷推進，我國勞動力市場肥胖歧視可以逐漸得到弱化。因此，繼續(xù)推進市場化改革，提升市場化水平，仍然是消除肥胖歧視，促進就業(yè)公平的有效手段。

此外，必須看到，集體社會資本對瘦身溢價沒有產生顯著的中介效應。在本研究中，集體社會資本包括社區(qū)社會資本、社會信任和社會規(guī)范。這個結論在一定程度上印證了已有學者提出的，在中國的社會情境下，個體社會資本和集體社會資本之間存在的斷裂狀態(tài)，二者是相互獨立的運行體系，個體社會資本的增加并不必然會導致集體社會資本的增加[20][21]，提升集體社會資本更多地需要從制度層面入手。另外，也表明社區(qū)之間的熟悉程度、信任程度和互助程度等社區(qū)社會資本的高低可能與個體的身材等生理性體貌特征之間沒有顯著的關聯，可能要從非生理性因素方面尋找原因，社區(qū)社會資本可能更多地與社區(qū)內部的社會性因素，如社會經濟地位的異質性、群體構成的異質性等社會性因素有關，提升社區(qū)社會資本更多地有賴于社區(qū)內部的社會性互動、文化性培養(yǎng)以及制度性建構。