張曉云，辛兵海，杜麗群

（1.北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100871；2.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，河北 石家莊 050061）

一、引 言

不論是在發(fā)達(dá)國家，還是發(fā)展中國家，平均而言，擁有更高身高的勞動(dòng)者其工資收入也更高，這一現(xiàn)象被學(xué)者稱之為“身高溢價(jià)”。國外主流文獻(xiàn)多從個(gè)體在人力資本方面存在差異（Persico等，2004；Case 和 Paxson，2008；Case等，2009）和勞動(dòng)力市場(chǎng)上對(duì)身高的歧視（Harper，2000；Lundborg等，2014）兩個(gè)方面對(duì)“身高溢價(jià)”現(xiàn)象進(jìn)行解釋。而作為世界上最大的發(fā)展中國家，在我國勞動(dòng)力市場(chǎng)上，是否也存在“身高溢價(jià)”現(xiàn)象？如果存在，其深層次的原因是什么？

一方面，針對(duì)我國勞動(dòng)力市場(chǎng)上“身高溢價(jià)”現(xiàn)象的研究文獻(xiàn)相對(duì)較少，且存在一定不足。部分學(xué)者論證了我國勞動(dòng)力市場(chǎng)上“身高溢價(jià)”現(xiàn)象的存在性（高文書，2009；Yamamura等，2015），但并未就其原因進(jìn)行深入探討。并且，既有文獻(xiàn)對(duì)于我國勞動(dòng)力市場(chǎng)“身高溢價(jià)”的性別差異研究結(jié)論存在差異。例如，江求川和張克中（2013）使用部分省份樣本實(shí)證分析認(rèn)為，“身高溢價(jià)”現(xiàn)象僅對(duì)女性存在，但Yamamura等（2015）使用全國性代表樣本認(rèn)為“身高溢價(jià)”現(xiàn)象對(duì)男女均成立。另一方面，自改革開放以來，我國經(jīng)歷了從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌，以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體制改革在極大地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也對(duì)我國勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)生了重要影響（樊綱等，2011）。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，完善的市場(chǎng)環(huán)境有助于消除勞動(dòng)力市場(chǎng)上的歧視行為，然而既有實(shí)證研究多集中于分析市場(chǎng)化對(duì)勞動(dòng)力性別歧視的影響（張丹丹，2004；柴國俊，2011），尚無文獻(xiàn)明確探討市場(chǎng)化能否弱化或消除勞動(dòng)力市場(chǎng)上可能存在的外貌特征歧視問題。我國各省份之間的市場(chǎng)化進(jìn)程呈現(xiàn)出較大的地區(qū)異質(zhì)性，這為我們分析市場(chǎng)化在解決外貌特征歧視問題提供了研究基礎(chǔ)。因此，研究我國勞動(dòng)力市場(chǎng)上“身高溢價(jià)”問題，探討其背后的影響機(jī)理，并分析市場(chǎng)化程度對(duì)身高溢價(jià)的影響，是對(duì)該領(lǐng)域文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。

本文在既有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，使用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS2014），對(duì)中國勞動(dòng)力市場(chǎng)上是否存在“身高溢價(jià)”進(jìn)行了實(shí)證分析，解釋了“身高溢價(jià)”的存在性，并結(jié)合中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)，分析了增進(jìn)市場(chǎng)化在消除外貌特征歧視上的作用。與已有文獻(xiàn)比較，本文的創(chuàng)新主要有兩點(diǎn)：（1）使用全國代表性樣本，對(duì)我國勞動(dòng)力市場(chǎng)中存在的“身高溢價(jià)”現(xiàn)象進(jìn)行了渠道分析，提出了對(duì)這一現(xiàn)象的解釋；（2）分析了“身高溢價(jià)”的地區(qū)異質(zhì)性，探討了市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)消除歧視的影響。本文研究表明：首先，中國勞動(dòng)力市場(chǎng)存在“身高溢價(jià)”現(xiàn)象，且該現(xiàn)象可能的原因在于雇主歧視，而非個(gè)體在人力資本方面的差異；其次，“身高溢價(jià)”現(xiàn)象的存在具有地區(qū)異質(zhì)性，身高對(duì)收入的影響在我國相對(duì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)更為明顯；最后，增加市場(chǎng)化程度能夠顯著降低或弱化身高帶來的溢價(jià)效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于“身高溢價(jià)”現(xiàn)象的解釋，一類文獻(xiàn)從個(gè)體人力資本的差異入手，認(rèn)為受教育水平、認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和體力等方面的差異是導(dǎo)致溢價(jià)存在的原因。Judge和Cable（2004）認(rèn)為，擁有較高的身高者往往具有更高的自我價(jià)值感，進(jìn)而更易獲得職業(yè)成功和高收入。Persico等（2004）使用英國和美國的白人男性數(shù)據(jù)開創(chuàng)性地分析了非認(rèn)知能力對(duì)身高溢價(jià)的影響，認(rèn)為進(jìn)取心和自信心等非認(rèn)知能力是身高溢價(jià)的來源。Case和Paxson（2008）則認(rèn)為，Persico等（2004）忽略了認(rèn)知能力的影響，并指出身高和認(rèn)知能力在個(gè)人成長(zhǎng)期同時(shí)受到了基因、營養(yǎng)和衛(wèi)生環(huán)境等因素的影響，身高差實(shí)際上反映了個(gè)體認(rèn)知能力方面的差異，進(jìn)而將身高溢價(jià)解釋為認(rèn)知能力的差異。Lundborg等（2009）利用瑞典男性的征兵數(shù)據(jù)實(shí)證分析認(rèn)為，身體能力（physical capacity）能夠解釋身高溢價(jià)的80%。Case等（2009）認(rèn)為，教育水平和職業(yè)或行業(yè)匹配能夠解釋大部分溢價(jià)的存在性。Schick和Steckel（2010）使用英國數(shù)據(jù)實(shí)證分析認(rèn)為，認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力對(duì)身高溢價(jià)的解釋各占一半。Lindqvist（2012）同樣利用瑞典數(shù)據(jù)實(shí)證分析表明，身高越高獲得管理職位的概率也越高，且這一關(guān)系有一半可歸因于身高更高者在認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力方面的優(yōu)勢(shì)。而來自巴西（Thomas和 Strauss，1997）、印度尼西亞（LaFave 和 Thomas，2017；Bargain 和 Zeidan，2017）、墨西哥（Vogl，2014）等欠發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的研究也得到了類似結(jié)論。

另一類文獻(xiàn)則強(qiáng)調(diào)身高對(duì)收入影響的溢價(jià)效應(yīng)來自于勞動(dòng)力市場(chǎng)中雇主或消費(fèi)者對(duì)身高的歧視。Harper（2000）利用英國數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，不論男女，市場(chǎng)對(duì)身高矮者的“罰金”均為5%，且對(duì)男性而言，身高溢價(jià)存在的原因在于雇主歧視和消費(fèi)者歧視所帶來的生產(chǎn)力效應(yīng)。Harper（2000）利用英國數(shù)據(jù)實(shí)證支持了勞動(dòng)力市場(chǎng)存在對(duì)身高和相貌的雇主歧視問題，且相對(duì)于身高較矮而言，相貌更差對(duì)個(gè)體收入的負(fù)面影響程度更大。而Lundborg等（2014）利用相同數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，即使控制了認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和體力（muscular strength）等因素，身高對(duì)收入的影響依然顯著為正，因而最可能的解釋是身高較矮者被匹配到了低收入職業(yè)，這表明針對(duì)身高存在歧視。Heineck（2005）利用德國數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，身高對(duì)收入的影響存在性別差異和地區(qū)差異，即對(duì)女性而言并不存在身高溢價(jià)，且僅西德男性身高對(duì)收入具有顯著正影響。此外，與多數(shù)研究有所不同，Hübler（2009）根據(jù)德國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，身高同收入的關(guān)系可能并非線性關(guān)系，而是在身高超過一定閾值后收入反而會(huì)下降，即身高過高會(huì)受到“懲罰”。B?ckerman和Vainiom?ki（2013）基于芬蘭雙胞胎數(shù)據(jù)實(shí)證分析認(rèn)為，認(rèn)知能力可以解釋男性的身高溢價(jià)，但對(duì)女性的解釋有限，并利用資本收入做因變量進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)女性顯著的身高溢價(jià)更有可能是來源于歧視。Tao（2014）利用中國臺(tái)灣女大學(xué)畢業(yè)生數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了身高對(duì)其就業(yè)狀態(tài)和收入的影響，結(jié)果表明身高對(duì)初始就業(yè)狀態(tài)沒有顯著影響，但對(duì)收入具有顯著正影響，并排除了認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力差異的影響，進(jìn)而認(rèn)為可能的原因來自歧視。Sohn（2015）利用印度尼西亞數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，身高對(duì)收入的影響對(duì)女性而言更大，且在私人部門和公共部門之間具有異質(zhì)性，公共部門的雇員并未呈現(xiàn)出顯著的身高溢價(jià)效應(yīng)，認(rèn)為身高溢價(jià)更多的是來自消費(fèi)者的歧視。

已有文獻(xiàn)針對(duì)中國勞動(dòng)力市場(chǎng)上“身高溢價(jià)”現(xiàn)象的研究相對(duì)較少。高文書（2009）利用中國12個(gè)城市入戶調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析認(rèn)為，中國勞動(dòng)力市場(chǎng)存在身高溢價(jià)現(xiàn)象，但未就其可能的原因進(jìn)行深入分析。江求川和張克中（2013）利用CHNS2006年的9省數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，中國勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)女性的身高存在明顯的歧視行為，但對(duì)男性不顯著。Yamamura等（2015）首次利用中國代表性樣本（CGSS2008）實(shí)證分析了身高溢價(jià)的存在性，并認(rèn)為政治渠道（利用黨員身份度量）僅對(duì)男性成立，而將政治渠道不能解釋的部分籠統(tǒng)地歸為市場(chǎng)渠道。另外，顧天竹和紀(jì)月清（2017）則探討了身高等外貌特征對(duì)其社會(huì)資本的影響。

綜上可知，首先，已有研究對(duì)“身高溢價(jià)”現(xiàn)象的解釋主要包括人力資本方面的差異，如教育水平、認(rèn)知能力或非認(rèn)知能力等，勞動(dòng)力市場(chǎng)上的歧視，包括雇主歧視和消費(fèi)者歧視等，并將不能由上述兩類原因解釋的部分稱之為統(tǒng)計(jì)性歧視或動(dòng)物本能（Case和Paxson，2008；Tao，2014）。其次，國內(nèi)文獻(xiàn)對(duì)該現(xiàn)象的渠道分析或解釋相對(duì)欠缺，且對(duì)我國勞動(dòng)力市場(chǎng)上“身高溢價(jià)”現(xiàn)象是否對(duì)男女均成立有爭(zhēng)議。最后，尚無文獻(xiàn)分析市場(chǎng)化對(duì)外貌特征歧視的影響。另外，國內(nèi)關(guān)于市場(chǎng)化對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)影響的研究，多集中于市場(chǎng)化在解決勞動(dòng)力市場(chǎng)上性別歧視中的作用，且結(jié)論也不一致。例如，張丹丹（2004）和柴國?。?011）認(rèn)為，市場(chǎng)化進(jìn)程加劇了勞動(dòng)力市場(chǎng)性別歧視。而許濤和張根福（2014）則認(rèn)為，影響性別工資差異的因素是多方面的，而進(jìn)一步推進(jìn)市場(chǎng)化有助于縮小工資性別歧視。對(duì)市場(chǎng)化程度的度量可能是造成其結(jié)論不一致的原因，張丹丹（2004）、許濤和張根福（2014）簡(jiǎn)單地以時(shí)間先后來度量市場(chǎng)化進(jìn)程，而柴國?。?011）則利用工作單位的性質(zhì)是否為國有企業(yè)來衡量市場(chǎng)化程度。但是市場(chǎng)化作為一系列的大規(guī)模制度變遷，如果僅用一個(gè)或幾個(gè)代理變量進(jìn)行度量，則不能反映市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型影響的全貌（樊綱等，2011）。本文使用中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)這一綜合性指標(biāo)，則更客觀也更具代表性。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與實(shí)證策略

1. 數(shù)據(jù)來源。本文研究所用數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查2014年數(shù)據(jù)（CFPS2014）。CFPS2014中部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的變量（如父母受教育水平和職業(yè)類別等），我們使用CFPS2010和CFPS2012的數(shù)據(jù)進(jìn)行了補(bǔ)充。CFPS2014的樣本覆蓋全國29個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)），為全國代表性樣本（謝宇等，2014）。由于身高一般在 25?55 歲時(shí)更為穩(wěn)定（Heineck，2005；Hübler，2009），因此處于該年齡段的身高值準(zhǔn)確度更高，且為避免是否參與或進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)帶來的樣本選擇問題（Vogl，2014），我們選取年齡為25?55歲的城鎮(zhèn)居民作為樣本，并刪除正在上學(xué)、失業(yè)或未就業(yè)、退休和退出勞動(dòng)力市場(chǎng)、從事農(nóng)業(yè)工作、自我雇傭以及收入為0的樣本。①之所以限于城鎮(zhèn)居民樣本，是因?yàn)榇蟛糠洲r(nóng)村居民沒有工資性收入（江求川和張克中，2013），且由于農(nóng)村家庭多為集體勞作，因而很難清晰識(shí)別出每一位家庭成員在家庭收入中的貢獻(xiàn)（Thomas和Strauss，1997）。

2. 變量選擇。

（1）被解釋變量：被解釋變量為小時(shí)工資率的自然對(duì)數(shù)值。其中，小時(shí)工資率的數(shù)值根據(jù)CFPS2014數(shù)據(jù)計(jì)算得到，具體為“小時(shí)工資率=每月稅后工資÷（每周工作小時(shí)數(shù)×4）”。為避免異常值的影響，我們對(duì)樣本根據(jù)收入在1%和99%分位上進(jìn)行了截尾處理。

（2）核心解釋變量：①限于數(shù)據(jù)可得性，沒有控制體力這一因素，但我們控制了個(gè)體的健康狀況。一般而言，健康狀況和個(gè)體體力呈正相關(guān)關(guān)系。另外，體力在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的重要性會(huì)隨社會(huì)和現(xiàn)代生產(chǎn)的發(fā)展而下降，且體力對(duì)外貌特征溢價(jià)的影響不大（Lundborg等，2014）。核心解釋變量身高（Height）為CFPS2014年當(dāng)年身高數(shù)據(jù)。為避免異常值對(duì)結(jié)果的影響，我們對(duì)個(gè)人身高數(shù)據(jù)在1%和99%分位上進(jìn)行了截尾處理。②如個(gè)別樣本身高不到100厘米或超過210厘米，即使使用未截尾樣本數(shù)據(jù)也并不影響本文結(jié)論。

（3）主要控制變量：根據(jù)經(jīng)典明瑟方程（Mincer，1970和1974），應(yīng)當(dāng)控制個(gè)人受教育年限，但為避免因控制教育、職業(yè)等可能受身高影響的變量而導(dǎo)致主要解釋變量對(duì)收入影響的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤（Persico 等，2004；Case和 Paxson，2008；Lundborg 等，2014），在基準(zhǔn)模型中控制變量包括：①個(gè)人特征變量包括年齡及其平方項(xiàng)、戶口、民族，并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中進(jìn)一步控制其婚姻狀況、健康狀況、相貌③相貌數(shù)據(jù)來自CFPS2014中訪員對(duì)受訪者的外貌評(píng)分，評(píng)分取值從1至7，分別代表“很差”到“很好”。和身高體重指數(shù)（BMI）；②家庭背景變量包括父母的受教育年限和父母的職業(yè)類型，主要是因?yàn)榧彝ケ尘白兞靠赡軙?huì)同時(shí)對(duì)個(gè)體身高和收入產(chǎn)生影響；③省份地區(qū)啞變量，以此控制地區(qū)間差異。至于個(gè)體的受教育水平、認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力和行業(yè)與職業(yè)等變量，會(huì)在分析身高溢價(jià)存在的來源或影響機(jī)制時(shí)進(jìn)行分析。

描述性統(tǒng)計(jì)顯示，④受版面限制，未報(bào)告樣本統(tǒng)計(jì)性描述表，如有需要可向作者索要。樣本中男性平均每小時(shí)工資收入約為19.96元，女性平均每小時(shí)工資收入比男性約低5.8元，但女性小時(shí)工資率的分布相對(duì)更集中。男性和女性的平均身高分別約為171.3厘米和159.9厘米，且男性平均年齡比女性略大，平均受教育年限和認(rèn)知能力則相差不大。另外，男性樣本和女性樣本的相貌得分平均值均接近6分，因此，參照劉一鵬等（2016）將相貌評(píng)分為7的定義為相貌高于平均水平（Looks_above）。

3. 實(shí)證策略。基于本文的研究目的，需依次回答以下幾個(gè)問題：（1）我國勞動(dòng)力市場(chǎng)存在“身高溢價(jià)”現(xiàn)象嗎？（2）如果存在，其可能的原因是什么？是人力資本方面的差異，還是存在對(duì)身高的歧視？（3）“身高溢價(jià)”現(xiàn)象在不同地區(qū)間存在異質(zhì)性嗎？（4）“身高溢價(jià)”若來自勞動(dòng)力市場(chǎng)的歧視，那么增進(jìn)市場(chǎng)化程度能夠消除或減弱該歧視嗎？

首先，使用基準(zhǔn)模型對(duì)全樣本進(jìn)行估計(jì)，并對(duì)主要解釋變量進(jìn)行一定的調(diào)整，以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。另外，考慮到男性和女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的表現(xiàn)存在差異（劉一鵬等，2016），且為避免可能的性別歧視問題（江求川和張克中，2013），將男性和女性樣本分別進(jìn)行研究。實(shí)證基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中，lnwage為個(gè)體小時(shí)工資率的自然對(duì)數(shù)值，height為個(gè)體身高，以水平值（單位為厘米）的方式進(jìn)行度量；X為影響個(gè)體收入的其他控制變量；ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。如圖1所示，線性擬合和高次項(xiàng)擬合的置信區(qū)間高度重合，且高次項(xiàng)擬合線并未表現(xiàn)出明顯的向下彎曲，因此僅考慮身高水平值具有合理性。⑤我們嘗試控制了身高的二次項(xiàng)和三次項(xiàng)，但兩者均未表現(xiàn)出顯著性。

其次，通過控制個(gè)體受教育年限、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力以及個(gè)體工作的行業(yè)和職業(yè)固定效應(yīng)等方法，來識(shí)別“身高溢價(jià)”的來源到底是個(gè)體人力資本方面（教育水平、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力）的差異，還是雇主歧視或消費(fèi)者歧視。其中，認(rèn)知能力（Cog）利用受訪者標(biāo)準(zhǔn)化后的“詞組測(cè)試題得分”和“數(shù)學(xué)測(cè)試題得分”的平均值度量；非認(rèn)知能力則包括：①即打分位于第70百分位數(shù)以上。位于第80百分位數(shù)以上樣本占比較少，故使用第70百分位數(shù)，但這不影響本文基本結(jié)論。自我價(jià)值感。參考Luo和Zhang（2012），根據(jù)問卷中3個(gè)問題對(duì)其進(jìn)行度量，即“您人緣關(guān)系有多好（Popularity）”、“您在與人相處上能打幾分（Relationship）”和“對(duì)自己未來信心程度（Confidence）”。三個(gè)問題打分若高于常人①即打分位于第70百分位數(shù)以上。位于第80百分位數(shù)以上樣本占比較少，故使用第70百分位數(shù)，但這不影響本文基本結(jié)論。則取值為1，否則為0。②是否信任他人（Trust）。利用對(duì)問卷中的“一般來說，你認(rèn)為大多數(shù)人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好？”的回答進(jìn)行度量。回答“大多數(shù)人是可以信任的”取值為1，回答“要越小心越好”取值為0。③是否有抑郁傾向（Depression）。使用CFPS2012中的抑郁量表得分，得分高于15分即認(rèn)為有抑郁傾向。②由于本文所用樣本的年齡范圍為25?55歲，所以身高仍會(huì)增加的可能性極小。并且，個(gè)體高報(bào)自己身高的傾向會(huì)使得OLS低估“身高溢價(jià)”并降低其顯著性（Tao，2014），因此，本文表2的OLS回歸結(jié)果很可能是低估了“身高溢價(jià)”效應(yīng)。

最后，通過比較東部和中西部分樣本回歸結(jié)果和人均GDP排名前十省份和其他省份的分樣本回歸結(jié)果，分析身高對(duì)收入的影響在不同地區(qū)間的異質(zhì)性；通過分樣本回歸和增加市場(chǎng)化指數(shù)與身高的交互項(xiàng)等方式，分析探討不同地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)“身高溢價(jià)”的影響，進(jìn)而分析提高地區(qū)市場(chǎng)化程度是否能夠降低身高對(duì)收入的影響，這也是本文較已有文獻(xiàn)最主要的區(qū)別。

圖1 對(duì)數(shù)工資與身高的線性和高次項(xiàng)擬合

四、“身高溢價(jià)”存在嗎？

本節(jié)考察“身高溢價(jià)”的存在性，即身高對(duì)個(gè)體工資收入是否具有顯著正影響，表1給出了基于（1）式的OLS回歸結(jié)果。③不論男女，身高和相貌得分的相關(guān)系數(shù)均為0.14，且在0.1%的水平上顯著；男性樣本中身高和BMI的相關(guān)系數(shù)為0.02，但不顯著，而女性樣本身高和BMI的相關(guān)系數(shù)為?0.08，在1%水平上顯著。表1第1至3列回歸結(jié)果表明，身高對(duì)收入具有顯著正影響，即存在“身高溢價(jià)”現(xiàn)象。其中，第1列回歸中僅控制了性別、戶口、民族、家庭背景和地區(qū)固定效應(yīng)等相對(duì)外生的變量。身高的系數(shù)為0.008，這表明給定其他條件，身高每增加1厘米，平均而言，其小時(shí)工資率會(huì)增加約0.8%。且男性工資收入要比女性高約22%?30%。第2列結(jié)果表明，在進(jìn)一步控制了個(gè)體的相貌和BMI后，身高對(duì)工資收入的影響依然顯著，且系數(shù)大小一致。第3列則進(jìn)一步控制了個(gè)體自評(píng)健康狀況和婚姻狀況，結(jié)果表明身高對(duì)工資收入的影響依然顯著，但身高對(duì)收入的影響變動(dòng)為0.7%，有輕微下降。第4列則將身高依據(jù)其分布設(shè)定“高于常人”（Height_high：男性（女性）高于 173（162）厘米取值為 1，否則取值為 0）和“低于常人”（Height_below：男性（女性）低于 168（157）厘米取值為 1，否則取值為 0）①對(duì)男性/女性而言，168/157厘米和173/162厘米分別對(duì)應(yīng)著身高分布的第30和第70百分位數(shù)。我們還嘗試使用第20和第80百分位數(shù)，結(jié)果并無差異。兩個(gè)虛擬變量以識(shí)別不同身高分布對(duì)收入影響的異質(zhì)性。結(jié)果表明，身高低于常人則其收入平均要低約3.1%，但身高高于常人則并未帶來額外溢價(jià)。第5?8列則依性別進(jìn)行分樣本回歸，以便考察不同變量對(duì)男性和女性收入影響的差異性?；貧w結(jié)果表明，身高對(duì)男性和女性而言同樣重要，且身高低于常人對(duì)收入的負(fù)影響（第4列）主要來自身高較矮對(duì)男性工資影響的“懲罰”（第6列），而女性身高高于常人則會(huì)獲得約16.3%的“身高溢價(jià)”（第8列）。

表1 身高溢價(jià)是否存在：OLS 回歸

關(guān)于工資收入的其他影響因素，回歸結(jié)果與已有文獻(xiàn)基本一致。相貌高于平均水平具有“美貌溢價(jià)”效應(yīng)（郭繼強(qiáng)等，2016；劉一鵬等，2016），且“美貌溢價(jià)”主要來自于相貌對(duì)女性工資收入具有顯著正影響。但BMI不論是使用全樣本，還是分性別回歸，其對(duì)收入的影響均不顯著，說明在控制其他外在特征等變量條件下，身材的胖瘦對(duì)個(gè)體工資收入影響不大。此外，個(gè)人健康狀況和家庭背景對(duì)收入具有顯著正影響，但是否已婚對(duì)其收入的影響不顯著。

五、為什么會(huì)存在“身高溢價(jià)”？

1. 是人力資本的差異嗎？“身高溢價(jià)”的存在可能源于個(gè)體受教育水平、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力等人力資本方面的差異。如果其原因?yàn)槿肆Y本方面的差異，則在控制受教育水平、認(rèn)知能力或非認(rèn)知能力后，身高對(duì)收入的影響應(yīng)顯著變小。因此，為檢驗(yàn)是否因人力資本方面的差異導(dǎo)致了溢價(jià)效應(yīng)的存在性，我們參照Case和Paxson（2008）及Deaton和Arora（2009）的做法，利用“中介作用”模型（王智波和李長(zhǎng)虹，2016），通過控制個(gè)體受教育年限、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力等變量來檢驗(yàn)“身高溢價(jià)”的存在是否因?yàn)樯砀咻^高者同時(shí)擁有更高的受教育水平、認(rèn)知能力或非認(rèn)知能力。我們還控制了樣本個(gè)體的黨員身份和管理者身份（這兩者往往同個(gè)體能力高度相關(guān)），實(shí)證結(jié)果見表2。

表2 人力資本差異可否解釋身高溢價(jià)：OLS 回歸

表2第1?3列和第5?7列的回歸結(jié)果表明，男性的身高每增加1厘米，其認(rèn)知能力增加約0.008單位，由于男性認(rèn)知能力均值為0.54，因此認(rèn)知能力作為中介變量的影響很??；女性身高每增加1厘米，其受教育年限平均增加約0.05年，而女性樣本平均受教育年限為11年，因此該中介變量的影響很小。此外，身高對(duì)于其他人力資本變量的影響均不顯著。①限于篇幅，未報(bào)告其他回歸結(jié)果，有興趣的讀者可直接向作者索取?？傊?，盡管身高對(duì)度量人力資本的個(gè)別變量在統(tǒng)計(jì)意義上具有顯著性，但在經(jīng)濟(jì)意義上并不顯著，這表明人力資本差異不足以解釋身高溢價(jià)。第4列和第8列的實(shí)證結(jié)果表明，在控制了人力資本水平、黨員身份和管理者身份變量后，身高對(duì)收入影響的顯著性和系數(shù)大小均未發(fā)生顯著變化。因此，表2結(jié)果并不支持人力資本差異這一潛在影響渠道，進(jìn)而說明，其原因可能在于我國勞動(dòng)力市場(chǎng)存在對(duì)身高的歧視，那么是雇主歧視還是消費(fèi)者歧視，后文將對(duì)該潛在渠道進(jìn)行分析。

2. 是勞動(dòng)力市場(chǎng)存在歧視嗎？上一節(jié)結(jié)果表明（表2），人力資本方面的差異（包括受教育水平、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力）無法解釋“身高溢價(jià)”的存在性。因此，首先，在控制人力資本的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制行業(yè)和職業(yè)固定效應(yīng)，以識(shí)別是否因?yàn)樾袠I(yè)/職業(yè)歧視導(dǎo)致了身高溢價(jià)的存在，結(jié)果見表3Panel A部分；其次，進(jìn)一步考察身高對(duì)勞動(dòng)力職業(yè)特征（包括白領(lǐng)和藍(lán)領(lǐng)兩類）②參考Luo和Zhang（2012），本文將CFPS職業(yè)分類代碼前兩位數(shù)為10、20、21和30的職業(yè)類別定義為白領(lǐng)，主要包括“國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人”、“專業(yè)技術(shù)人員”和“行政人員、辦事人員和有關(guān)人員”；其他職業(yè)類別劃分為“藍(lán)領(lǐng)”。本文還考察了身高對(duì)其職業(yè)聲望的影響，結(jié)果表明身高對(duì)個(gè)體擁有高職業(yè)聲望的工作具有顯著正影響，限于篇幅未報(bào)告該結(jié)果。的影響，具體結(jié)果見表3Panel B部分所示；最后，我們考察了溢價(jià)是來自消費(fèi)者歧視，還是雇主歧視，具體結(jié)果見表3Panel C部分所示。

首先，表3Panel A部分結(jié)果表明，在控制了行業(yè)/職業(yè)固定效應(yīng)后，身高對(duì)收入的影響不再顯著異于0，且其系數(shù)大幅下降，這支持了是因?yàn)閬碜詣趧?dòng)力市場(chǎng)的歧視導(dǎo)致了身高存在溢價(jià)效應(yīng)的解釋。其次，表3Panel B部分結(jié)果表明，身高對(duì)個(gè)體獲得白領(lǐng)職業(yè)具有顯著正影響（第7、10列）。但身高對(duì)白領(lǐng)群體收入的影響不顯著（第8、11列），而對(duì)提高藍(lán)領(lǐng)群體收入的影響顯著為正，且身高每增加1厘米，則從事藍(lán)領(lǐng)職業(yè)的個(gè)人收入增加約1%（第9、12列），這說明身高是通過增加獲得白領(lǐng)職業(yè)的概率對(duì)白領(lǐng)群體起作用。①城鎮(zhèn)男性樣本白領(lǐng)平均比藍(lán)領(lǐng)高約1.532厘米，女性白領(lǐng)比藍(lán)領(lǐng)高約1.83厘米，且均在1%水平上顯著。最后，參照江求川和張克中（2013），通過增加身高與個(gè)體所在職業(yè)是否屬于服務(wù)行業(yè)的交互項(xiàng)，來判斷歧視是否來自消費(fèi)者歧視。表4Panel C部分結(jié)果表明，身高同所在職業(yè)是否為服務(wù)行業(yè)的交互項(xiàng)不顯著，因此，可以排除“身高溢價(jià)”來自于消費(fèi)者歧視，進(jìn)而可能的原因在于雇主歧視，這與江求川和張克中（2013）的結(jié)論一致。

表3 勞動(dòng)力市場(chǎng)歧視可否解釋身高溢價(jià)：OLS 回歸

六、影響的異質(zhì)性與市場(chǎng)化的作用

1. 影響的地區(qū)異質(zhì)性。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，在完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，勞動(dòng)力市場(chǎng)上的外貌特征歧視將被消除。因而，由市場(chǎng)化進(jìn)程帶來的市場(chǎng)環(huán)境的完善將有助于降低或消除勞動(dòng)力市場(chǎng)上的歧視。而我國市場(chǎng)化進(jìn)程在不同地區(qū)之間差異較大，相對(duì)于中西部地區(qū)，東部地區(qū)保持了較快的市場(chǎng)化進(jìn)程（王小魯?shù)龋?017）。因而，基于地區(qū)間市場(chǎng)化進(jìn)程的差異，本文考察個(gè)人身高對(duì)其收入影響在地區(qū)間的異質(zhì)性：（1）根據(jù)樣本所在省份將其劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)，比較東部和中西部地區(qū)之間的異質(zhì)性；（2）出于穩(wěn)健性的考慮，按2013年各省份的人均GDP排名，將人均GDP排名前十位的省份分為一組，其余省份為一組，②我們還按是否擁有較發(fā)達(dá)的第三產(chǎn)業(yè)，即第三產(chǎn)業(yè)在GDP中占比是否排名前十進(jìn)行地區(qū)分類：將北京、上海和廣東這三個(gè)省份劃分為一組，其他省份為一組進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)論同表4結(jié)果一致。進(jìn)行分樣本回歸，以進(jìn)一步比較分析不同地區(qū)間可能存在的異質(zhì)性。

表4第1?8列結(jié)果表明，“身高溢價(jià)”現(xiàn)象僅在中西部地區(qū)和人均GDP排名靠后的地區(qū)存在，這說明“身高溢價(jià)”的地區(qū)異質(zhì)性主要在相對(duì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)成立，但在相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)不顯著，可能的原因在于在相對(duì)較發(fā)達(dá)地區(qū)市場(chǎng)化程度較高，因此在市場(chǎng)機(jī)制作用下，勞動(dòng)力市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)更多是人力資本或能力的競(jìng)爭(zhēng)，而身高這一外貌特征變得相對(duì)次要。

表4 地區(qū)異質(zhì)性與市場(chǎng)化的作用

2. 市場(chǎng)化對(duì)消除歧視的作用。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，在完全競(jìng)爭(zhēng)均衡條件下，每個(gè)勞動(dòng)者的工資會(huì)等于其邊際生產(chǎn)率，而其生產(chǎn)率應(yīng)取決于勞動(dòng)者的能力等特征。因而，在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中，工資會(huì)因能力和職位等生產(chǎn)性因素而存在異質(zhì)性，例如對(duì)骯臟工作環(huán)境進(jìn)行補(bǔ)償（亞當(dāng)·斯密，2013）。但在市場(chǎng)機(jī)制作用下，工資的異質(zhì)性不應(yīng)來源于個(gè)體的某些非生產(chǎn)性特征，即不應(yīng)存在除了反映生產(chǎn)率差別以外的工資差別。因此，勞動(dòng)力市場(chǎng)上的歧視，就是指生產(chǎn)能力相同的個(gè)體因個(gè)人外貌等非生產(chǎn)性特征（本文中特指身高）而受到差別待遇。妨礙完全競(jìng)爭(zhēng)的因素包括雇主與雇員之間的信息不對(duì)稱、勞動(dòng)力的流動(dòng)成本以及社會(huì)文化背景對(duì)偏好的影響等。并且，勞動(dòng)力市場(chǎng)的有限透明度有可能加劇勞動(dòng)力市場(chǎng)上的歧視問題（皮埃爾·卡赫克和安德烈·齊爾貝爾博格，2007）。此外，如果求職者需要花費(fèi)成本進(jìn)行求職，那么基于雇主偏好的歧視會(huì)持續(xù)存在（Black，1995）。

本文表2結(jié)果表明，人力資本差異不能解釋身高溢價(jià)的存在，這說明因信息不對(duì)稱或信息不完全導(dǎo)致的雇主通過個(gè)體外貌特征來識(shí)別勞動(dòng)力能力的解釋不成立。而表3結(jié)果則表明身高溢價(jià)很可能來自勞動(dòng)力市場(chǎng)上的雇主歧視，這意味著身高這一不影響生產(chǎn)能力的外貌特征對(duì)工資收入差異產(chǎn)生了影響。因而，身高溢價(jià)現(xiàn)象產(chǎn)生的原因更可能是源于勞動(dòng)力流動(dòng)成本和社會(huì)文化背景對(duì)個(gè)人偏好的影響（加里·貝克爾，2014）。而改革開放以來，我國以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)體制改革，極大地促進(jìn)了市場(chǎng)主體之間的競(jìng)爭(zhēng)，并顯著降低了勞動(dòng)力的流動(dòng)成本。市場(chǎng)化進(jìn)程強(qiáng)化了市場(chǎng)機(jī)制在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的作用，在市場(chǎng)化指數(shù)更高的地區(qū)（如東部地區(qū)），市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也更大，且信息不對(duì)稱程度更低，這使得勞動(dòng)力的流動(dòng)性也更大，因而，在利潤(rùn)動(dòng)機(jī)驅(qū)使下，市場(chǎng)化進(jìn)程帶來的市場(chǎng)體制的不斷完善有可能減弱或消除歧視的影響。因此，本節(jié)直接考察市場(chǎng)機(jī)制是否確實(shí)能夠解釋地區(qū)間的異質(zhì)性或消除外貌特征歧視。

首先，按市場(chǎng)化指數(shù)高低分樣本回歸，具體為使用中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)（王小魯?shù)龋?017），將該指數(shù)（2012?2014年平均值）位于第70百分位數(shù)以上的省份設(shè)定為“高市場(chǎng)化指數(shù)”地區(qū)，將該指數(shù)位于第30百分位數(shù)以下的省份定義為“低市場(chǎng)化指數(shù)”地區(qū)，對(duì)市場(chǎng)化指數(shù)高低兩個(gè)地區(qū)樣本分別進(jìn)行回歸，看兩者是否有顯著區(qū)別（回歸結(jié)果見表4Panel B部分）。其次，控制市場(chǎng)化指數(shù)變量（Marketization）和市場(chǎng)化指數(shù)同身高的交互項(xiàng)，通過分析交互項(xiàng)的顯著性分析市場(chǎng)化的影響。最后，根據(jù)上述定義的“低市場(chǎng)化指數(shù)地區(qū)”（Marketization_Low）設(shè)定啞變量，考察身高和度量市場(chǎng)化程度高低的啞變量交互項(xiàng)的顯著性，進(jìn)一步分析市場(chǎng)化的作用。此外，在控制市場(chǎng)化變量同身高的交互項(xiàng)時(shí)，進(jìn)一步控制了家庭背景變量同市場(chǎng)化變量的交互項(xiàng)（家庭背景變量×Marketization；家庭背景變量×Marketization_Low），以控制不同市場(chǎng)化程度下家庭背景影響的異質(zhì)性。

首先，表4Panel B部分回歸結(jié)果表明，“身高溢價(jià)”僅在市場(chǎng)化指數(shù)較低的地區(qū)具有顯著性，且結(jié)果不受是否控制教育水平、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力的影響，結(jié)果表現(xiàn)出較好的穩(wěn)健性。其次，表4第11、15列結(jié)果表明，市場(chǎng)化程度的增加降低了“身高溢價(jià)”的作用。最后，表4第12、16列結(jié)果表明，在市場(chǎng)化指數(shù)較低的地區(qū)，更高的身高才會(huì)有助于工資收入的增加。因此，該結(jié)果總體上說明增進(jìn)地區(qū)市場(chǎng)化程度是解決勞動(dòng)力市場(chǎng)上外貌特征歧視的有效手段。

七、結(jié) 論

本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上利用全國代表性樣本實(shí)證分析了身高對(duì)雇員工資收入的影響。研究表明：第一，身高對(duì)收入具有顯著正影響，即我國勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在“身高溢價(jià)”現(xiàn)象，且這一結(jié)果顯示了較好的穩(wěn)健性。第二，“身高溢價(jià)”很可能是來自于勞動(dòng)力市場(chǎng)上的雇主歧視行為，而非個(gè)體在受教育水平、認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力上的差異或消費(fèi)者歧視。第三，身高優(yōu)勢(shì)有助于勞動(dòng)力獲得白領(lǐng)職業(yè)。第四，“身高溢價(jià)”具有明顯的地區(qū)異質(zhì)性，即在相對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)其影響更具顯著性。第五，增進(jìn)市場(chǎng)化程度有助于減輕勞動(dòng)力市場(chǎng)上的外貌特征歧視。但是，該結(jié)論并非說明在解決勞動(dòng)力市場(chǎng)上的歧視問題時(shí)，增加自身的人力資本不重要，個(gè)體人力資本水平的提高，有助于其獲得更高職業(yè)聲望的職位或進(jìn)入白領(lǐng)職業(yè)群體，并且，勞動(dòng)力總的人力資本存量的提升對(duì)一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展至關(guān)重要。在政策方面，通過相關(guān)立法規(guī)范勞動(dòng)力市場(chǎng)，保障同工同酬和就業(yè)機(jī)會(huì)平等對(duì)消除勞動(dòng)力市場(chǎng)上的外貌特征歧視具有積極意義。此外，增加個(gè)體在生長(zhǎng)關(guān)鍵期的營養(yǎng)和衛(wèi)生環(huán)境投入對(duì)其在整個(gè)生命周期中從勞動(dòng)力市場(chǎng)上取得的回報(bào)也具有重要作用。

* 作者感謝Fort Hays State University焦陽助理教授、中國社會(huì)科學(xué)院吳要武研究員、北京大學(xué)鄭世林副研究員和武漢大學(xué)趙仲匡助理教授的寶貴意見，感謝中國社會(huì)科學(xué)院研究生院（GSCASS）小院論壇、第7期香樟經(jīng)濟(jì)學(xué)Seminar（北京）、浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院“馬斯格雷夫論壇Seminar第二期”與會(huì)者和匿名審稿人的有益評(píng)論與寶貴建議。當(dāng)然，文責(zé)自負(fù)。

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