● 黃旭中 郝以譜 譚君航

一、問(wèn)題提出

青少年發(fā)展與人力資本積累狀況不僅影響個(gè)體教育獲得與就業(yè)，也直接關(guān)乎著國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展[1]和中華民族偉大復(fù)興進(jìn)程。自60 余年前誕生至今，人力資本理論經(jīng)歷了“生產(chǎn)性能力-教育-認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力”的發(fā)展階段[2]，對(duì)人、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。早期人力資本理論把教育視為個(gè)體能力的代理變量，用受教育程度和年限來(lái)衡量個(gè)體能力高低。然而，過(guò)度教育、高分低能以及篩選理論的發(fā)現(xiàn)與提出，使得人們開(kāi)始重新審視教育與能力之間的關(guān)系。隨著現(xiàn)代心理學(xué)發(fā)展和能力測(cè)量技術(shù)成熟，認(rèn)知能力逐漸代替教育成為人力資本理論的核心，其對(duì)個(gè)體、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用得到大量實(shí)證研究的支持[3][4]。然而，即使在控制教育和認(rèn)知能力等因素后，不同群體間的收入差異也沒(méi)有得到完全解釋?zhuān)钦J(rèn)知能力被認(rèn)為是解釋上述剩余差異的重要變量[5-6]。此后，一些實(shí)證研究逐漸發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體發(fā)展（工資、職業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)行為）存在顯著的影響，甚至不弱于認(rèn)知能力[4][5][6][7]。更為重要的是，以IQ為代表的認(rèn)知能力在人生早期就已經(jīng)穩(wěn)定了[8]，而非認(rèn)知能力在全生命周期中表現(xiàn)出強(qiáng)可塑性，更能通過(guò)后天干預(yù)措施得到有效改善[9]，并對(duì)人的發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)影響。非認(rèn)知能力的重要性和可培養(yǎng)性逐漸得到人們的認(rèn)可，并對(duì)人力資本投資和教育改革帶來(lái)新的啟示。

最初非認(rèn)知能力的概念是相對(duì)于認(rèn)知能力提出的，是指認(rèn)知能力概念所無(wú)法囊括的那部分能力[10]。然而，這一概念違背了不能循環(huán)定義的規(guī)則[11]，用認(rèn)知解釋非認(rèn)知并不能闡釋非認(rèn)知能力的具體內(nèi)涵。經(jīng)過(guò)長(zhǎng)期爭(zhēng)論，經(jīng)濟(jì)學(xué)家逐漸達(dá)成初步共識(shí)：非認(rèn)知能力是指人們應(yīng)對(duì)不同情境和背景時(shí)表現(xiàn)出來(lái)的一種穩(wěn)定的思想、感覺(jué)和行為模式，并具有可收益、可改變的特征”[12]。由于不同學(xué)者對(duì)非認(rèn)知能力概念的界定各不相同，其測(cè)量方式也隨之千差萬(wàn)別，缺乏可靠的測(cè)量工具，一定程度上制約了實(shí)證研究的開(kāi)展和研究共識(shí)的達(dá)成。為解決上述問(wèn)題，周金燕（2020）在梳理國(guó)內(nèi)外12 個(gè)非認(rèn)知能力測(cè)量框架的基礎(chǔ)上，將非認(rèn)知能力分為“成就目標(biāo)”“人際合作”和“情緒管理”三個(gè)維度，分別指向個(gè)體“如何處理學(xué)業(yè)、事業(yè)”的能力、“處理人際關(guān)系及合作共事”的能力和“如何與自己相處”的能力[13]。基于上述非認(rèn)知能力測(cè)量工具，周金燕（2021）對(duì)中國(guó)6 省市72 所中小學(xué)生調(diào)查發(fā)現(xiàn)，中小學(xué)生人際合作水平隨學(xué)段提高有上升趨勢(shì)，但成就目標(biāo)和情緒管理的非認(rèn)知表現(xiàn)卻顯著趨于下降，留守兒童的非認(rèn)知能力處于困境；相較于學(xué)校，家庭是影響學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展更為重要的因素[14]。這一發(fā)現(xiàn)與以往研究結(jié)論[15]不同，中國(guó)學(xué)校教育對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力培養(yǎng)的作用相對(duì)有限。這可能與以往基礎(chǔ)教育教學(xué)改革重認(rèn)知、重分?jǐn)?shù)有關(guān)[16]，它把學(xué)生培養(yǎng)成一種“單向度的人”，而不是“完整的人”[17]，學(xué)生社會(huì)情感等非認(rèn)知能力培養(yǎng)被忽視。

先天稟賦、環(huán)境質(zhì)量、早期干預(yù)措施和后期人力資本投資是新人力資本理論認(rèn)為影響個(gè)體能力（包括非認(rèn)知能力）發(fā)展的四大因素[18]。梳理國(guó)內(nèi)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者側(cè)重于從后期人力資本投資視角（家庭和學(xué)校）開(kāi)展討論，而較少關(guān)注先天稟賦對(duì)個(gè)體非認(rèn)知能力發(fā)展的影響。在傳統(tǒng)人力資本理論中，先天稟賦往往被認(rèn)為是天生的、遺傳的、不受后天因素影響的，但新人力資本理論認(rèn)為，先天稟賦會(huì)通過(guò)與后天環(huán)境的交互效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)個(gè)體發(fā)展產(chǎn)生重要影響[19]。作為先天稟賦中的一種特殊類(lèi)型，大量研究發(fā)現(xiàn)，相貌稟賦對(duì)個(gè)體的學(xué)業(yè)表現(xiàn)、就業(yè)收入、主觀(guān)滿(mǎn)意度等方面均存在顯著影響，相貌稟賦更好的個(gè)體，各方面發(fā)展?fàn)顩r似乎整體優(yōu)于相貌稟賦較差的個(gè)體。外貌歧視似乎普遍存在于經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、教育等各個(gè)領(lǐng)域，即使在教育領(lǐng)域，相貌稟賦也能通過(guò)影響教師態(tài)度、父母投資和人際關(guān)系以及能力[20]的方式對(duì)個(gè)體學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生作用。受此影響，當(dāng)代青年群體中正在形成一種“顏值崇拜”的社會(huì)現(xiàn)象，對(duì)顏值的執(zhí)念甚至推動(dòng)了“整容熱”現(xiàn)象，人的發(fā)展仿佛淪為身體層面顏值的改善，而不是真正的身心自由全面發(fā)展[21][22]。有鑒于此，在新人力資本理論框架下，探究相貌稟賦對(duì)非認(rèn)知能力的作用及其影響機(jī)制，制定有效的干預(yù)措施，既能深化人們對(duì)教育領(lǐng)域相貌歧視的認(rèn)識(shí)，也能夠優(yōu)化青少年人力資本結(jié)構(gòu)，加大人力資本存量，助力教育高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展。

對(duì)此，本文利用2014—2015 年CEPS 調(diào)查數(shù)據(jù)，著重考察相貌稟賦對(duì)青少年非認(rèn)知能力的作用及其影響機(jī)制。具體而言，本研究試圖回應(yīng)以下三個(gè)問(wèn)題：其一，相貌對(duì)中國(guó)青少年非認(rèn)知能力存在何種顯著影響？正向、負(fù)向或無(wú)影響？其二，相貌對(duì)非認(rèn)知能力的影響是否在不同性別群體之間存在異質(zhì)性？對(duì)于相貌，人們往往存在一種刻板印象，即相貌對(duì)女性的作用要大于男性[23]，這一刻板印象在基礎(chǔ)教育階段是否也存在？換言之，在初中生群體中，相貌對(duì)非認(rèn)知能力的作用在女性群體中更大，還是在男性群體中更大？其三，相貌對(duì)非認(rèn)知能力的影響是否在不同成績(jī)?nèi)后w之間存在異質(zhì)性？“人不可貌相，海水不可斗量”是中國(guó)人耳熟能詳?shù)乃渍Z(yǔ)，在教育領(lǐng)域表達(dá)了教師、家長(zhǎng)對(duì)待學(xué)生（子女）不能簡(jiǎn)單以貌取人，其貌不揚(yáng)的人很可能富有才華。換言之，長(zhǎng)得不好看的學(xué)生，很可能通過(guò)自身才華（學(xué)業(yè)表現(xiàn)）來(lái)削減相貌的不利影響。已有研究也發(fā)現(xiàn)，人力資本能夠補(bǔ)償大學(xué)生顏值對(duì)非認(rèn)知能力的影響[24]。那么，對(duì)于初中生而言，學(xué)業(yè)成績(jī)究竟是能彌補(bǔ)長(zhǎng)相不足的影響，還是助長(zhǎng)其負(fù)面效應(yīng)？

二、文獻(xiàn)綜述

本節(jié)圍繞非認(rèn)知能力影響因素和外貌對(duì)個(gè)體發(fā)展的影響兩方面文獻(xiàn)展開(kāi)綜述，從而為提出本文的研究問(wèn)題和基本模型提供文獻(xiàn)支持。需要說(shuō)明的是，直接研究相貌對(duì)個(gè)體發(fā)展影響的文獻(xiàn)較少，而相貌是個(gè)體外貌的一種特征，其對(duì)個(gè)體發(fā)展的影響存在相似之處，故本節(jié)適當(dāng)擴(kuò)大了文獻(xiàn)梳理范圍，梳理了外貌對(duì)個(gè)體發(fā)展的相關(guān)研究。

（一）非認(rèn)知能力影響因素研究

自新人力資本理論提出并被引入國(guó)內(nèi)以來(lái)，個(gè)體非認(rèn)知能力逐漸引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的重視與討論，相關(guān)實(shí)證研究主要探討了家庭和學(xué)校的影響，試圖揭開(kāi)個(gè)體非認(rèn)知能力生產(chǎn)的“黑箱”。家庭是影響個(gè)體早期能力形成的重要因素，其對(duì)非認(rèn)知能力的影響受到頗多學(xué)者關(guān)注。已有研究發(fā)現(xiàn)，家庭背景、父母參與對(duì)個(gè)體非認(rèn)知能力存在顯著影響。一般而言，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，家庭資本越多，家庭背景越好的學(xué)生，非認(rèn)知能力發(fā)展?fàn)顩r顯著更好。杜屏等（2018）探討了工資收入對(duì)小學(xué)生非認(rèn)知能力的影響，其研究發(fā)現(xiàn)，中等收入家庭學(xué)生的非認(rèn)知能力顯著優(yōu)于低收入家庭，家庭物質(zhì)教育資源投入、父母參與教育時(shí)間與父母養(yǎng)育壓力均對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力有顯著影響[25]；王慧敏等（2017）在控制學(xué)校固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上探討家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)兒童非認(rèn)知能力的影響，其結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)兒童社會(huì)交往、自我效能均存在顯著正向影響[26]；李麗，趙文龍（2017）對(duì)CEPS 基線(xiàn)調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，家庭階層地位、父母教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)條件和文化資本均對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力有顯著影響[27]。這可能是因?yàn)?，家庭社?huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，父母越能為子女提供優(yōu)質(zhì)的生活環(huán)境和早期教育投資，進(jìn)而對(duì)子女非認(rèn)知能力產(chǎn)生積極影響[28]。

在家庭背景不變的情況下，父母可以通過(guò)調(diào)節(jié)自身教育參與程度和方式對(duì)子女非認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，甚至抵消劣勢(shì)家庭背景的消極影響。李波（2018）采用傾向值匹配方法對(duì)北京市46 所學(xué)校的調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，父母參與（親子閱讀、親子活動(dòng)、親子交流和作業(yè)督導(dǎo)）顯著影響子女的非認(rèn)知能力，并通過(guò)非認(rèn)知能力對(duì)子女學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生顯著影響[29]。這一結(jié)論得到了李樂(lè)敏等（2020）的研究支持，其研究發(fā)現(xiàn)父母陪伴（親子共餐頻率）對(duì)子女非認(rèn)知能力有顯著影響[30]。對(duì)農(nóng)民工子女的實(shí)證研究也能從側(cè)面驗(yàn)證上述結(jié)論，幼年貧困經(jīng)歷和撫養(yǎng)缺位對(duì)農(nóng)村青少年非認(rèn)知能力有顯著消極影響[31]，隨遷則能夠顯著提高農(nóng)民工子女的非認(rèn)知能力[32]，但工作時(shí)間過(guò)長(zhǎng)將導(dǎo)致農(nóng)民工沒(méi)有時(shí)間陪伴子女，反而會(huì)對(duì)其非認(rèn)知能力產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)[33]。除此之外，還有研究從家庭教養(yǎng)方式、撫養(yǎng)方式等視角開(kāi)展研究[34][35]，其研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)威型和寬容型教養(yǎng)方式、父母撫養(yǎng)更有利于學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展。

學(xué)校因素如何影響個(gè)體非認(rèn)知能力？現(xiàn)有研究探討了學(xué)校相關(guān)變量和早期教育經(jīng)歷對(duì)非認(rèn)知能力的作用。已有研究發(fā)現(xiàn)，班級(jí)規(guī)模、社會(huì)交互、寄宿、學(xué)前教育經(jīng)歷等因素會(huì)顯著影響兒童的非認(rèn)知能力。鄭力（2020）采用傾向值匹配方法分析發(fā)現(xiàn)，班級(jí)規(guī)模對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的某些維度存在顯著影響。對(duì)于中班學(xué)生而言，小班學(xué)生情緒控制顯著更高，而大班學(xué)生的毅力和創(chuàng)造性思維顯著更高[36]；王春超、鐘錦鵬（2018）通過(guò)班級(jí)隨機(jī)排座實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，通過(guò)精心設(shè)計(jì)班級(jí)座位，能夠有效發(fā)揮學(xué)生干部的同伴效應(yīng)，促進(jìn)其他小學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展[37]；侯海波等（2018）探討了寄宿對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響，其結(jié)果發(fā)現(xiàn)，寄宿生在心理健康、人格特征等非認(rèn)知能力方面均顯著弱于走讀生[38]。此外，兒童早期是非認(rèn)知能力發(fā)展的重要“窗口期”[39]，國(guó)內(nèi)學(xué)者研究證實(shí)學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)初中生非認(rèn)知能力發(fā)展的積極作用[40][41][42]，而學(xué)前教育經(jīng)歷的數(shù)量和質(zhì)量差異，在一定程度上解釋了城鄉(xiāng)初中生非認(rèn)知能力的差距[43]。

（二）外貌對(duì)個(gè)體發(fā)展的影響研究

外貌通常指?jìng)€(gè)體的相貌、身高、身材等外在形象，好的外貌往往是一種稀缺資源，能在學(xué)習(xí)、生活和工作中獲得相對(duì)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而對(duì)個(gè)體發(fā)展產(chǎn)生影響。外貌對(duì)個(gè)體發(fā)展影響的研究始于“美貌經(jīng)濟(jì)學(xué)”，Hamermesh&Biddle（1994）探討了美貌對(duì)個(gè)體就業(yè)以及收入的影響，其研究提出了外貌越好的個(gè)體，在勞動(dòng)力市場(chǎng)上收入越高的“美貌溢價(jià)”概念[44]，并得到了大量實(shí)證研究的支持。

“美貌溢價(jià)”現(xiàn)象的產(chǎn)生與各國(guó)國(guó)情、社會(huì)文化、市場(chǎng)制度等因素息息相關(guān)。為了驗(yàn)證外貌對(duì)中國(guó)個(gè)體收入的作用和差異，國(guó)內(nèi)學(xué)者紛紛采用中國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)開(kāi)展研究，其研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體的相貌、身材、身高也存在“美貌溢價(jià)”[45][46][47][48]和“丑陋罰金”[49]現(xiàn)象。較有意思的是，郭繼強(qiáng)等（2016）并不認(rèn)同“美貌溢價(jià)”的線(xiàn)性關(guān)系假設(shè)，其論文基于理論和實(shí)證分析指出，中國(guó)群體相貌和收入之間的關(guān)系呈“高跟鞋曲線(xiàn)”，漂亮總體上有助于提升收入，但最漂亮群體的漂亮溢價(jià)卻沒(méi)有次美者高[50]。此外，相關(guān)學(xué)者也進(jìn)一步探討與驗(yàn)證了外貌對(duì)主觀(guān)幸福感、婚姻滿(mǎn)意度和生活滿(mǎn)意度的作用[51][52][53]。

除了外貌歧視以外，個(gè)體能力差異也是“美貌溢價(jià)”產(chǎn)生的主要成因之一。換言之，在人生發(fā)展的早期階段，長(zhǎng)得好看的個(gè)體很可能獲得更多的資源與投入，其能力發(fā)展更快。在缺乏有效人力資本干預(yù)措施的情況下，個(gè)體外貌的差異將加劇個(gè)體發(fā)展的差異和教育的不平等。對(duì)此，現(xiàn)有研究從不同年齡群體探討了外貌對(duì)個(gè)體發(fā)展的影響。如郭亞平（2020）用OLS回歸分析中國(guó)大學(xué)生追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，自評(píng)顏值對(duì)大學(xué)生非認(rèn)知能力具有顯著的積極影響，高顏值有助于提高大學(xué)生的社會(huì)交往、社會(huì)支持、自我控制能力，降低大學(xué)生的消極情緒[54]。但上述研究沒(méi)有解決回歸模型的內(nèi)生性問(wèn)題，其估計(jì)結(jié)果可能存在偏誤。陳雨露、秦雪征（2018）用相同性別受訪(fǎng)者的平均相貌、相同區(qū)縣受訪(fǎng)者的平均相貌作為工具變量進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，相貌與個(gè)體的非認(rèn)知能力呈線(xiàn)性關(guān)系，對(duì)認(rèn)知能力的影響則符合“高跟鞋曲線(xiàn)”，相貌次佳個(gè)體的認(rèn)知能力發(fā)展?fàn)顩r最佳[55]；何凡、張克中（2021）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，相貌是通過(guò)影響教師態(tài)度、人際關(guān)系和父母投資策略，進(jìn)而對(duì)個(gè)體的學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響[56]。

綜上，國(guó)內(nèi)研究側(cè)重于從家庭和學(xué)校兩個(gè)層面討論個(gè)體非認(rèn)知能力的影響因素，較少有研究關(guān)注個(gè)人稟賦，尤其是相貌稟賦對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響。何凡、張克中（2021）直接討論了相貌對(duì)初中生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響，但并未分析相貌對(duì)初中生非認(rèn)知能力的影響，會(huì)低估教育領(lǐng)域相貌歧視對(duì)學(xué)生發(fā)展和教育不平等的影響；陳雨露、秦雪征（2018）采用工具變量方法探討了相貌對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力的影響，但是其樣本的年齡范圍為（16—45）歲，其研究側(cè)重于討論相貌對(duì)成人的影響。對(duì)此，本文試圖在前人研究的基礎(chǔ)上，通過(guò)CEPS 數(shù)據(jù)討論相貌稟賦對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響及其在不同性別、學(xué)業(yè)成績(jī)?nèi)后w中的異質(zhì)性，以增進(jìn)對(duì)教育領(lǐng)域相貌歧視現(xiàn)象的認(rèn)識(shí)，助力完善教育公平政策與措施。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)與模型

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2014—2015 學(xué)年中國(guó)教育追蹤調(diào)查（簡(jiǎn)稱(chēng)CEPS）數(shù)據(jù)。CEPS 是由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計(jì)執(zhí)行，是全國(guó)性的大型教育追蹤調(diào)查。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，對(duì)于不隨時(shí)間變化的變量存在缺失值時(shí)，本文用基期2013—2014 學(xué)年數(shù)據(jù)或其他相似問(wèn)題的變量值進(jìn)行填補(bǔ)。對(duì)于無(wú)法填補(bǔ)缺失值的樣本，本文采用列刪法進(jìn)行處理，最終得到有效樣本9290 個(gè)。本文中的青少年是指CEPS 數(shù)據(jù)所調(diào)查的初中生。

為分析相貌稟賦對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響，本文建立如下計(jì)量模型進(jìn)行識(shí)別：

其中，i 表示學(xué)生個(gè)體，Noncognitivei代表非認(rèn)知能力，由積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性和學(xué)校適應(yīng)性構(gòu)成；Facei代表學(xué)生自評(píng)的相貌結(jié)果，由“較丑”“較美”兩個(gè)變量值構(gòu)成，以“一般”為參照組；Si和Fi分別代表學(xué)生人口學(xué)變量和家庭背景變量，人口學(xué)變量包括性別、戶(hù)口、學(xué)業(yè)成績(jī)、身材指數(shù)、自評(píng)健康狀況，家庭背景變量包括家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、兄弟姐妹數(shù)量、家庭結(jié)構(gòu)、父母關(guān)系、親子互動(dòng)頻率、父母教育期望。最后，為了控制班級(jí)層面不隨時(shí)間變化因素的干擾，本文還在每個(gè)模型中加入了班級(jí)固定效應(yīng)，εi表示誤差項(xiàng)。

在數(shù)據(jù)分析方法上，本文先使用OLS 回歸方法估計(jì)相貌對(duì)非認(rèn)知能力的作用。然而，OLS 回歸方法無(wú)法有效解決自我認(rèn)知、內(nèi)在動(dòng)機(jī)等遺漏變量的內(nèi)生性問(wèn)題，故本文采用似不相關(guān)回歸和遺漏變量檢驗(yàn)兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以盡可能提高估計(jì)的效率，增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性。

（二）變量及其度量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是非認(rèn)知能力。借鑒周金燕（2020）的非認(rèn)知能力評(píng)估框架，結(jié)合已有研究和CEPS 數(shù)據(jù)，本文從“情緒管理”“人際合作”“成就目標(biāo)”三個(gè)維度分別選取了積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性和學(xué)校適應(yīng)性三個(gè)變量度量非認(rèn)知能力。

（1）積極情緒體驗(yàn)：參照已有研究[57]的做法，本文根據(jù)問(wèn)卷詢(xún)問(wèn)的“在過(guò)去的七天內(nèi)，你是否有以下感覺(jué)：沮喪；消沉得不能集中精力做事；不快樂(lè)；生活沒(méi)有意思；提不起勁兒來(lái)做事；悲傷、難過(guò)；緊張；擔(dān)心過(guò)度；預(yù)感有不好的事情會(huì)發(fā)生；精力過(guò)于旺盛，上課不專(zhuān)心”10 個(gè)問(wèn)題（從1 到5 分別賦值，表示頻率依次增加）的得分反向計(jì)分后，通過(guò)主成分因子分析法提取到一個(gè)連續(xù)變量，并通過(guò)0—1 標(biāo)準(zhǔn)化生成取值范圍為0—100 的積極情緒體驗(yàn)變量（Cronbach'sα 信度系數(shù)=0.913），其數(shù)值越大，表示學(xué)生的積極情緒體驗(yàn)越好。

（2）社會(huì)性：本文將學(xué)生自我報(bào)告的好朋友數(shù)量作為個(gè)體社會(huì)性的代理變量,同時(shí)為了盡可能規(guī)避異常值的影響，對(duì)學(xué)生好朋友數(shù)量上5%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾處理。

（3）學(xué)校適應(yīng)性：本文主要通過(guò)問(wèn)卷5 個(gè)題項(xiàng)“班里大多數(shù)同學(xué)對(duì)我很友好”“我所在的班級(jí)班風(fēng)良好”“我經(jīng)常參加學(xué)?；虬嗉?jí)組織的活動(dòng)”“我經(jīng)常參加學(xué)?；虬嗉?jí)組織的活動(dòng)”“我對(duì)這個(gè)學(xué)校的人感到親近”進(jìn)行測(cè)量，從1 到4 分別代表“完全不同意”“比較不同意”“比較同意”“完全同意”。參考上文做法，采用因子分析法提取一個(gè)公因子，然后轉(zhuǎn)換獲得取值范圍為0—100 的學(xué)校適應(yīng)性變量（Cronbach'sα 信度系數(shù)=0.777），其數(shù)值越大，表示學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)性越強(qiáng)。

2.關(guān)鍵解釋變量

本文參考已有研究[58]，采用自評(píng)相貌來(lái)衡量個(gè)人相貌稟賦，根據(jù)CEPS 問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)學(xué)生“你覺(jué)得自己的長(zhǎng)相怎么樣”獲得自評(píng)相貌結(jié)果?？紤]到少數(shù)選項(xiàng)樣本數(shù)量過(guò)少，本文將選項(xiàng)中的“很丑”和“比較丑”合并為“較丑”，“比較美”和“很美”合并為“較美”，從而獲得衡量學(xué)生相貌的三分類(lèi)變量。本文以相貌稟賦“一般”的學(xué)生為參照組，分析“較美”“較丑”學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展的差異。

此外，為了檢驗(yàn)相貌對(duì)個(gè)體非認(rèn)知能力的影響是否在不同性別、學(xué)業(yè)成績(jī)?nèi)后w中存在異質(zhì)性，本文進(jìn)一步建構(gòu)了“性別×相貌”“學(xué)業(yè)成績(jī)×相貌”兩個(gè)交互項(xiàng)，以此來(lái)檢驗(yàn)性別和學(xué)業(yè)成績(jī)的調(diào)節(jié)作用。

3.其他控制變量

為了盡可能控制其他因素干擾，本文的控制變量包括：性別（男=1，女=0）、身材、自評(píng)健康、學(xué)業(yè)成績(jī)、戶(hù)口（農(nóng)村=1，城鎮(zhèn)=0）、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、兄弟姐妹數(shù)、父母關(guān)系（父母不吵架且關(guān)系好=1，其余=0）、親子互動(dòng)頻率、父母教育期望、家庭結(jié)構(gòu)（雙親同住=1，其余=0）。其中，考慮到身材、健康狀況會(huì)影響學(xué)生自評(píng)的相貌結(jié)果，并對(duì)認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，因此本文將身材指數(shù)（BMI）、學(xué)生自評(píng)健康變量作為控制變量一并納入回歸模型，以評(píng)估相貌對(duì)個(gè)體非認(rèn)知能力影響的凈效應(yīng)。BMI 值是由體重千克數(shù)除以身高米數(shù)的平方計(jì)算得到，是國(guó)際上常用的衡量人體胖瘦程度以及是否健康的標(biāo)準(zhǔn)。學(xué)業(yè)成績(jī)是在數(shù)據(jù)清理的基礎(chǔ)上，將語(yǔ)數(shù)外期中考試成績(jī)轉(zhuǎn)化為百分制后求取的均值。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位由父母最高受教育年限、家庭經(jīng)濟(jì)條件、職業(yè)地位指數(shù)和政治面貌4 個(gè)變量，通過(guò)主成分分析合成得到；親子互動(dòng)頻率由父母與孩子主動(dòng)討論“學(xué)校發(fā)生的事情、孩子與朋友的關(guān)系、孩子與老師的關(guān)系、孩子的心事或煩惱”合成，得分越大，代表親子互動(dòng)頻率越高；父母教育期望是由父母期望的學(xué)歷水平轉(zhuǎn)換的受教育年限。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 報(bào)告了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。調(diào)查樣本學(xué)生的積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性和學(xué)校適應(yīng)性的得分均值分別為69.55 分、10.08 分、67.69 分，學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展?fàn)顩r堪憂(yōu)。絕大多數(shù)學(xué)生認(rèn)為自己的相貌處于“一般”水平，認(rèn)為自己“較丑”和“較美”的學(xué)生群體比例相差不大，分別占9%、12%。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

實(shí)證分析前，本文進(jìn)一步繪制了相貌稟賦和學(xué)生非認(rèn)知能力的關(guān)系圖。圖1 表明，隨著自評(píng)相貌的改善，學(xué)生的積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性和學(xué)校適應(yīng)性等非認(rèn)知能力指標(biāo)均有所增加，相貌和非認(rèn)知能力呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)然，描述性分析只能初步呈現(xiàn)數(shù)據(jù)特征，相貌對(duì)非認(rèn)知能力的因果效應(yīng)仍需采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，在控制其他影響非認(rèn)知能力的變量后進(jìn)一步探討。

圖1 相貌和非認(rèn)知能力直觀(guān)關(guān)系圖

四、實(shí)證結(jié)果

（一）相貌稟賦對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響

表2 報(bào)告了OLS 回歸的基本結(jié)果。結(jié)果表明，在控制學(xué)生個(gè)人層面特征、家庭背景特征和班級(jí)固定效應(yīng)后，相貌對(duì)個(gè)體非認(rèn)知能力（積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性和學(xué)校適應(yīng)性）存在顯著影響。在積極情緒體驗(yàn)上，相貌稟賦一般和較美的學(xué)生不存在顯著差異，但相貌稟賦較丑的學(xué)生積極情緒體驗(yàn)得分要比相貌稟賦一般的學(xué)生顯著低9.135 分，長(zhǎng)得丑的人的積極情緒體驗(yàn)更差，存在“丑陋懲罰”現(xiàn)象；在社會(huì)性上，相貌稟賦一般和相貌稟賦較丑的學(xué)生社會(huì)性發(fā)展不存在顯著差異，但相貌稟賦較美的學(xué)生社會(huì)性發(fā)展會(huì)顯著更高，同伴更愿意和相貌稟賦更好的學(xué)生交朋友，存在“美貌獎(jiǎng)勵(lì)”現(xiàn)象；在學(xué)校適應(yīng)性上，相對(duì)于相貌稟賦一般的學(xué)生，相貌稟賦較丑的學(xué)生得分會(huì)顯著低4.256 分，相貌稟賦較美的學(xué)生得分則顯著高4.012分，即同時(shí)存在“美貌獎(jiǎng)勵(lì)”和“丑陋懲罰”現(xiàn)象。這與以往的研究結(jié)論[55][59]保持一致，相貌稟賦對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展存在顯著作用，相貌稟賦更好的學(xué)生更容易獲得老師的關(guān)注和同伴的歡迎，有更多機(jī)會(huì)參與校內(nèi)外活動(dòng)，從而使得其非認(rèn)知能力發(fā)展顯著更高。

表2 相貌稟賦對(duì)青少年非認(rèn)知能力的影響

從控制變量看，性別、學(xué)業(yè)成績(jī)、農(nóng)村戶(hù)口、自評(píng)健康、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、兄弟姐妹數(shù)、家庭結(jié)構(gòu)、父母關(guān)系、親子互動(dòng)頻率、父母教育期望對(duì)非認(rèn)知能力存在不同程度的顯著影響，僅身材指數(shù)對(duì)非認(rèn)知能力的影響不顯著。數(shù)據(jù)顯示，性別和成績(jī)變量對(duì)非認(rèn)知能力各維度的影響存在差異。從性別變量看，男學(xué)生的積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性均顯著高于女學(xué)生，但在學(xué)校適應(yīng)性上顯著低2.628 分。這可能是因?yàn)榕畬W(xué)生心思細(xì)膩、早熟，能更好地適應(yīng)學(xué)校生活，但過(guò)于細(xì)膩的心思也導(dǎo)致其更易產(chǎn)生糾結(jié)、困擾等消極情緒，難以交到更多的朋友。從學(xué)業(yè)成績(jī)變量看，學(xué)業(yè)成績(jī)對(duì)個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)和學(xué)校適應(yīng)性均存在顯著的正向影響。這與以往的常識(shí)相符，學(xué)習(xí)成績(jī)好的學(xué)生更能適應(yīng)學(xué)校，并體驗(yàn)積極情緒，但學(xué)業(yè)成績(jī)對(duì)社會(huì)性的影響為負(fù)，學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)胶?，好朋友的?shù)量反而越少。

（二）異質(zhì)性分析

為了考察相貌與學(xué)生非認(rèn)知發(fā)展關(guān)系在不同學(xué)業(yè)成績(jī)基礎(chǔ)和性別的學(xué)生之間是否存在異質(zhì)性，本節(jié)在前文回歸模型基礎(chǔ)上添加交互項(xiàng)進(jìn)行分析。

表3 表明，相貌對(duì)非認(rèn)知能力的影響在學(xué)業(yè)成績(jī)基礎(chǔ)的學(xué)生群體間存在差異，相貌對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)好的學(xué)生積極情緒體驗(yàn)影響顯著更大。具體而言，在控制其他變量不變的情況下，與自評(píng)相貌一般的學(xué)生相比，平均學(xué)業(yè)成績(jī)每增加1 個(gè)單位，自評(píng)相貌較丑對(duì)積極情緒體驗(yàn)的效應(yīng)會(huì)顯著降低0.127 分，學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)谙嗝卜A賦對(duì)積極情緒體驗(yàn)的影響中起到“馬太效應(yīng)”。換言之，學(xué)業(yè)成績(jī)會(huì)降低低顏值學(xué)生的積極情緒體驗(yàn)，加劇相貌歧視的影響；與自評(píng)相貌一般的學(xué)生相比，平均學(xué)業(yè)成績(jī)每增加1 個(gè)單位，自評(píng)相貌較美對(duì)學(xué)校適應(yīng)性的效應(yīng)會(huì)顯著低0.086 分。這與以往研究結(jié)論有相似之處[60]，學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)谙嗝卜A賦對(duì)學(xué)校適應(yīng)性的影響中起到“補(bǔ)償效應(yīng)”，學(xué)業(yè)成績(jī)能在一定程度抑制相貌歧視的影響。

表3 相貌稟賦對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力影響的異質(zhì)性

從不同性別看，相貌較丑對(duì)男生積極情緒體驗(yàn)的消極影響更小，但對(duì)男生學(xué)校適應(yīng)性的消極影響更大，相貌較美對(duì)男生社會(huì)性的積極影響更大。具體而言，在控制其他變量不變的情況下，與女生相比，自評(píng)相貌較丑對(duì)男生積極情緒體驗(yàn)的影響要高3.289 分，對(duì)男生學(xué)校適應(yīng)性的影響要低6.746 分，男生更少因低顏值而影響情緒，但低顏值影響了周?chē)鷮W(xué)生的態(tài)度與行為，進(jìn)而影響了此類(lèi)學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)性；自評(píng)相貌較美對(duì)男生社會(huì)性的影響更高，男生的好朋友數(shù)量約增加2.249 個(gè)，學(xué)生更愿意和長(zhǎng)得好看的男生做朋友。這與以往的刻板印象不同，相貌對(duì)男、女學(xué)生的非認(rèn)知能力不同維度均有較為顯著的正向作用，不同性別的相貌歧視問(wèn)題不容忽視。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.似不相關(guān)回歸

考慮到某些未被觀(guān)測(cè)因素如自我認(rèn)知、內(nèi)在動(dòng)機(jī)等變量會(huì)同時(shí)對(duì)非認(rèn)知能力不同測(cè)量變量產(chǎn)生影響，前文相貌對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力（積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性、學(xué)校適應(yīng)性）的3 個(gè)獨(dú)立OLS 回歸模型之間很可能存在跨模型誤差項(xiàng)同期相關(guān)。為此，本文參考已有研究[61]，采用似不相關(guān)回歸(seemingly unrelated regression，簡(jiǎn)稱(chēng)SUR)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

SUR 模型假定各個(gè)單一OLS 回歸方程的誤差項(xiàng)存在同期相關(guān)，對(duì)這些方程同時(shí)采用聯(lián)合估計(jì)有可能提高估計(jì)效率。各個(gè)誤差項(xiàng)的相關(guān)性越強(qiáng)，SUR 模型的估計(jì)越有效。Breusch-Pagan(BP)檢驗(yàn)在1%顯著性水平拒絕了各個(gè)單一方程的誤差項(xiàng)存在不相關(guān)的原假設(shè)。因此，有必要采用似不相關(guān)回歸進(jìn)行估計(jì)，以提高估計(jì)的效率。比較SUR 回歸結(jié)果和前文OLS 回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，盡管相貌稟賦對(duì)非認(rèn)知能力的回歸系數(shù)大小和標(biāo)準(zhǔn)誤差均發(fā)生了變化，但其回歸系數(shù)方向和顯著性水平均并未發(fā)生變化，這說(shuō)明前文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 相貌稟賦對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響（基于似不相關(guān)回歸結(jié)果）

2.遺漏變量檢驗(yàn)

本文參考Altonji et al(2005)[62]方法，利用已控制的可觀(guān)測(cè)變量估計(jì)核心解釋變量系數(shù)變化，進(jìn)而測(cè)算不可觀(guān)測(cè)因素的影響效應(yīng)。其核心思想是，分別建立加入受約束控制變量和加入所有控制變量的兩個(gè)模型，兩個(gè)模型的核心解釋變量系數(shù)分別計(jì)為βR、βF，計(jì)算比率|βF/（βR -βF）|。如果比率值大于1，即可認(rèn)為模型不太可能受遺漏變量的影響，比率值越大，說(shuō)明不可觀(guān)測(cè)因素對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響的可能性越小。

參照Nunn、Wantchekon（2011）[63]和丁從明等（2018）[64]研究，本文建立三組受約束模型：第一組，僅控制性別變量；第二組，僅控制性別、健康變量；第三組，控制所有個(gè)體特征變量。此外，本文建立加入所有控制變量的完全模型。最終計(jì)算的18 個(gè)比率值結(jié)果在表5 中予以報(bào)告。我們從表中可以看出，絕大部分比率值都大于1。由此可見(jiàn)，相貌與非認(rèn)知能力的關(guān)系總體受不可觀(guān)測(cè)遺漏變量影響的可能性較小。

表5 利用可觀(guān)測(cè)因素評(píng)估不可觀(guān)測(cè)因素影響的大小

五、結(jié)論與啟示

本文利用2014—2015 年中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了青少年相貌稟賦對(duì)非認(rèn)知能力的影響。結(jié)果表明，在控制個(gè)人、家庭和班級(jí)固定效應(yīng)后，相貌稟賦對(duì)青少年非認(rèn)知能力（積極情緒體驗(yàn)、社會(huì)性和學(xué)校適應(yīng)性）存在顯著影響，存在不同程度的“美貌獎(jiǎng)勵(lì)”和“丑陋懲罰”現(xiàn)象。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)谙嗝埠头e極情緒體驗(yàn)的關(guān)系中起到“馬太效應(yīng)”，在相貌和學(xué)校適應(yīng)性的關(guān)系中起到“補(bǔ)償效應(yīng)”，男女性別群體中也存在不同程度的相貌歧視。似不相關(guān)回歸和遺漏變量檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的主要結(jié)論是可靠的。結(jié)合已有研究[65]和本文研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國(guó)義務(wù)教育領(lǐng)域存在相貌歧視現(xiàn)象，不同相貌稟賦對(duì)青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)和非認(rèn)知能力發(fā)展已經(jīng)產(chǎn)生顯著影響。換言之，不重視相貌對(duì)青少年發(fā)展的作用，忽略由相貌稟賦差異誘發(fā)的外貌歧視和資源分配不公平問(wèn)題，將不利于青少年的健康發(fā)展和人力資本積累，加劇教育不平等和社會(huì)不平等。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下三點(diǎn)啟示。

第一，高度重視青少年非認(rèn)知能力培養(yǎng)。描述性分析發(fā)現(xiàn)，中國(guó)初中生非認(rèn)知能力發(fā)展?fàn)顩r較為一般，這與以往重視學(xué)業(yè)成績(jī)的教育體制息息相關(guān)。非認(rèn)知能力作為認(rèn)知能力的對(duì)立面，對(duì)個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位獲得和國(guó)家社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著作用。非認(rèn)知能力發(fā)展落后的狀況會(huì)在一定程度上制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展速度。對(duì)此，政府、家庭和學(xué)校都應(yīng)該在培養(yǎng)非認(rèn)知能力上做出更多、更早的努力，而不僅僅是以學(xué)業(yè)成績(jī)或認(rèn)知能力來(lái)評(píng)判青少年發(fā)展程度。

第二，采取有力措施緩解教育領(lǐng)域的相貌歧視問(wèn)題。與其他歧視不同，相貌歧視具有更強(qiáng)的隱蔽性，并會(huì)加劇教育資源的不平等分配。對(duì)此，一方面政府部門(mén)應(yīng)當(dāng)重視教育領(lǐng)域中的相貌歧視問(wèn)題，將相貌歧視行為列入違背《新時(shí)代中小學(xué)教師職業(yè)行為十項(xiàng)準(zhǔn)則》，引導(dǎo)教師樹(shù)立正確的學(xué)生觀(guān)，平等對(duì)待每一位學(xué)生，不因?qū)W生相貌、性別和學(xué)業(yè)成績(jī)而影響教育態(tài)度與資源分配；另一方面，在“全面三孩”時(shí)代，父母應(yīng)當(dāng)樹(shù)立平等的子女觀(guān)，不因子女外貌、性別而選擇不同的家庭投資策略，讓每個(gè)孩子的天賦和才能得到充分發(fā)展。

第三，引導(dǎo)家庭或個(gè)體樹(shù)立正確的投資觀(guān)。一方面，個(gè)體或家庭可以適當(dāng)投資外貌，增強(qiáng)相貌吸引力。本文建議青少年養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣，加強(qiáng)體育投資，塑造干凈、整潔與健康的形象，并保持自信的心態(tài)，以此增強(qiáng)相貌吸引力；另一方面，考慮到相貌投資收益是邊際遞減的，家庭或個(gè)人更應(yīng)該直接投資于邊際收益更高的教育活動(dòng)。研究表明，投資教育不僅能促進(jìn)個(gè)人認(rèn)知和非認(rèn)知能力發(fā)展，加強(qiáng)人力資本積累，而且也能通過(guò)提高健康水平、穿衣水平等方式間接改善個(gè)體的相貌吸引力[66][67]。