典型研究
摘 要：相貌一直以来都被认为是婚姻市场中的重要议价筹码，长得好看真的可以获得更美满的婚姻吗？文章利用2014年CFPS数据，通过建立有序Probit模型和有序Logit模型实证分析了相貌对于青年人群婚姻满意度的影响。研究发现，在控制了其他影响婚姻满意度的变量后，相貌能够对婚姻带来显著的正向影响，长相评分越高的人婚姻满意度越高；而BMI（身材指数）对婚姻满意度的影响则呈现出倒“U”型趋势，体型越丰满则婚姻满意度越高，但过于肥胖又会对婚姻满意度造成负面影响。相貌对婚姻满意度的影响在不同性别、受教育程度等群组中的影响存在异质性。此外，本文还发现随着受教育程度提高，相貌对于婚姻满意度的促进效应会随之降低，学历能够纠正相貌平平对婚姻造成的负面影响。文章使用工具变量法控制了模型的内生性问题。
关键词：相貌；BMI；青年人群；婚姻满意度
一、问题的提出
根据民政部社会服务发展统计公报，2017年我国各级民政部和婚姻登记机构共办理了1063.1万对婚姻登记，比2016年下降了7%。办理的离婚手续为437.4万对，比2016年增加了5.2%。20世纪80—90年代出生的青年群体的离婚率更是不断升高，据一份网络调查显示：2017年我国40岁以下的青年群体离婚人数占到了总离婚人数的67%以上[1]。结婚率的大幅下降以及离婚率的大幅上升，体现的是整体社会青年群体对于婚姻满意度的下降。青年群体的婚姻问题受到社会各界的广泛关注。
影响婚姻满意度的因素是多样的，因为个人生活环境以及性格的不同，不同个体对于婚姻满意度的反映存在较大的差异。所以在实际研究当中，学者们大多使用个体的主观感受来衡量实际的婚姻满意度，这样也可以有效地避免因为个体差异而造成的指标不一致问题。国外对于婚姻满意度的研究起步较早，已有的研究发现，婚姻的满意度不仅会受到个体性别、年龄等个人特征的影响[2]，还会受到受教育程度、夫妻之间的交流[3]、生育[4][5]以及身体健康状况[6][7]等方面的影响。本文在已有的研究基础上，着重考察相貌对于婚姻满意度的影响。
相貌是对于人的外在特征的一个总体概览，包括容貌、形象以及体态等多个维度[8]。《史记·仲尼弟子列传》中就曾记载“孔子闻之，曰：吾以言取人，失之宰予，以貌取人，失之子羽”，虽然“以貌取人”被认为是不可取的做法，但自古以来，容貌对于个体的发展一直表现出了非常强的重要性。尤其是近年来，随着韩国整容业的不断发展，国内越来越多的人选择“整容”以获得更好的工作以及婚姻机会。那么，相貌是如何影响人的发展的呢？1994年，Hamermesh和Biddle首次将“相貌”引入经济学领域，考察了相貌对于个体就业以及收入的影响，开创了“相貌经济学”[9]。自此，相貌对于人的影响引起了劳动经济学以及社会学众多学者的关注，国外学者从各个方面对相貌的经济效应进行了分析，取得了丰硕的成果。国内学者的研究起步较晚，但同样取得了很多研究成果。有学者通过对中国的相关数据进行实证研究，发现在中国长相同样具有“美貌溢价”，长相姣好的人能够获得更高的收入[10][11][12]，但长相不好的人不一定具有“丑陋罚金”[13]；身材偏胖对于女性就业以及收入具有负面影响，但女性身高的增加则有助于工资的提升[14]；健康以及学历水平的提升有助于纠正由于相貌平平而带来的缺陷，进而提升就业和工资水平[15]；也有学者认为相貌具有“主妇化”效应，越貌美者劳动参与率越低[16]。
关于相貌对婚姻满意度的影响，国内极少有学者进行了研究。黄玖立[17]在讨论相貌对幸福感的影响时，谈到相貌可能通过影响婚姻和家庭从而影响到个体的幸福感，但由于婚姻满意度并非该文关注的重点，文章只是点到为止。叶金珍等在研究相亲对婚姻满意度的影响时[18]，将外貌这一因素作为控制变量进行了实证研究，结果表明相貌能够对婚姻带来正向效应，但研究仅仅一带而过，并没有深入讨论相貌对于不同群体婚姻满意度的异质性以及相貌影响婚姻的理论机制。当然，国内也有许多学者对于婚姻满意度的影响因素进行了深入的研究，但研究更多的关注于个体差异、家庭权利、社会环境、子女、收入以及社会地位等因素的影响，少有学者关注相貌对于婚姻满意度的影响。本文立足于“相貌经济学”的分析框架，试图探讨相貌影响青年群体婚姻满意度的理论机制，并进行实证研究。
二、相关理论机制
从生物学的角度来说，外貌姣好的人通常代表着更加健康的身体和旺盛的生命力，而繁衍的本能会致使人类在寻找配偶的时候倾向于选择生命力更加旺盛的群体。长相好的群体，在婚姻市场中的议价能力就会优于长相平凡的人，所以更加能够寻找到自己满意的配偶，进而获得更加高的婚姻满意度。这是相貌影响婚姻的最原始的解释。随着社会的发展以及人类生活环境的多元化，人类婚姻满意度的影响因素也越发地复杂和多样，相貌对于婚姻满意度的影响也不再仅仅局限于生物学的本能。“相貌经济学”关于相貌对于个体就业和收入的影响机制可以为我们分析相貌对婚姻的影响机制提供思路。
自Hamermesh 提出“美貌经济学”后，众多学者对相貌影响个体的收入和就业的机制进行了研究，研究结论可以简单地分为两个方面：第一个方面是相貌对于个体能力（包括认知能力和非认知能力）的影响。Case和Paxson认为成年人的身高能够反映出童年时期的人力资本投资水平，童年时期的身高差异会对劳动者的认知能力产生影响，进而影响成年时期的工作表现[19]。部分学者认为，长相好看或身材更好的人往往更具有自信、在人际交往过程中也更加从容。适宜的谈吐、良好的气质和高超的交际能力等可以归类为个体的非认知能力，非认知能力的提升能够对劳动者的就业以及收入产生正面的影响[20][21]等，即相貌可以通过影响劳动者的认知和非认知能力，进而通过“能力”影响劳动者的就业和收入。第二个方面是劳动力市场歧视。劳动力市场歧视是劳动经济学非常重要的一个研究内容，众多研究已经表明歧视能够对劳动者的就业环境以及收入等产生非常大的影响，而相貌是产生歧视的重要因素之一。相貌平平的劳动者和肥胖的劳动者在寻找工作时极易受到雇主歧视，在工作过程中也会不同程度地遭受顾客歧视和同行排挤；而相貌姣好者则更加容易获得雇主和客户的信任，进而获得更好的工作机会和更高的收入水平。除这两个方面外，部分学者还提到了“职业拥挤”对劳动者就业的影响。“职业拥挤”是指由于岗位对于相貌的要求不同，不重要的岗位会形成长相平凡的劳动者的“拥挤”，岗位劳动力供大于求，进而导致相貌平庸劳动者收入和工作环境的恶化[22]。
公路路基路面防水施工作为公路工程中的重要环节，其施工质量直接关系着公路工程的稳定性和使用寿命。路基路面防水施工对施工人员的专业性要求较高，施工环节较为复杂，因此，相关单位有必要加强对路桥施工中，公路路基路面防水施工技术的研究，促进我国公路工程质量的提升和路桥企业的健康发展。
三、数据和分析框架
1.数据和变量
其他控制变量：①年龄，数据显示列（2）和列（5）中女性的系数均在1%的水平下显著，而男性的系数则均不显著，并出现了系数为负的现象。这说明，女性随着年龄的增长，对于婚姻的满意度会随之提高；而男性则很有可能随着年龄的增长失去对婚姻的满意度，在婚姻中，女性很有可能比男性更加“长情。”②户籍，户籍的系数在列（1）到列（6）中均不显著，但符号为负，这说明城市的生活压力以及生活成本使得个体对于婚姻的期待值更高，生活在城市的人群对于婚姻的满意度要低于农村家庭。③健康，在列（1）和（4）的全样本回归中，健康对于婚姻的满意度分别在5%和10%的水平上显著，身体状况越好、婚姻满意度越高，这也符合我们的一贯认知。④教育，前文我们谈到，受教育水平越高的人对于配偶的要求会越高，进而可能影响到婚姻的满意度。从回归结果来看，全样本列（1）和（4）的系数均在1%的水平下显著，且系数为负；在分性别样本中系数也显著为负。这似乎印证了我们的设想：随着学历水平的提高，个体对于配偶的要求会相应提高，婚姻满意度会随之降低。但究竟是什么样的学历程度能够为个体带来最高的幸福感？这需要我们在分样本回归中做进一步的研究。⑤生育，列（2）和列（5）的女性样本显示，生育对于女性的婚姻满意度呈现出了负面的影响，且系数在10%的水平下显著，而男性的反应则不明显。在家庭分工中，女性往往承担着更多的子女照料和教育责任，进而挤占其工作以及休闲时间，所以生育对于女性的婚姻满意度造成了负面的影响。⑥家庭地位，列（1）到列（6）均显示家庭地位能够显著提高个体的婚姻满意度，家庭地位越高的人，其越能够获得心理认同和幸福感，进而提升婚姻的满意度。⑦个人收入地位，数据显示个人收入地位的提高并不能够提高婚姻满意度，甚至部分样本回归系数为负。在家庭构成中，夫妻之间一方收入高可能代表着家庭权利的失衡，家庭权利的失衡很有可能会对婚姻满意度造成不确定的影响。⑧与家人就餐次数，列（1）到列（6）的系数均在1%的水平下显著，这说明，陪家人吃饭的次数越多，婚姻的满意度就越高，这也印证了之前我们的看法：晚饭是夫妻之间交流、沟通的重要渠道，通过一起用餐，能够显著地提升夫妻之间的婚姻满意度。⑨家务时间，数据显示，随着家务劳动时间的增多，个体婚姻满意度会显著降低，家务劳动会挤占个体的休闲时间，夫妻之间因为家务劳动的争执也会降低婚姻的满意度。
（1）被解释变量：婚姻满意度
铜块打磨抛光去除表面氧化层，用乙醇和去离子水多次清洗，氮气吹干待用。配置浓度为0.02 M硝酸银溶液, 铜块浸入硝酸银溶液，控制化学镀时间分别为10 s、20 s、30 s、60 s。取出后，用去离子水清洗表面，除去未参加反应的硝酸银，然后氮气吹干待用。
前文我们谈到，由于个体之间存在差异，所以对于婚姻的满意程度也会“因人而异”，我们无法建议一个较为统一的指标对被调查者的婚姻满意度进行衡量。最佳的方案是使用被调查者的主观满意度来进行研究，所以本文的被解释变量——婚姻满意度我们使用的是调查问卷中关于婚姻满意度的主观打分：“1”表示非常不满意；“2”表示不满意；“3”表示一般；“4”表示满意；“5”表示非常满意。表1展示了调查中关于婚姻满意度的基本情况，对婚姻不满意的样本仅占总样本数的4%左右，将近65%的样本表示对目前的婚姻状态非常满意，这说明我国目前总体的婚姻满意度还是比较高的。
2002年开始，KARL LARGERFLED收购了Francois Lesage，同年开始发布香奈儿高级手工坊系列。
在对于相貌这一变量的选取中，我们使用的是问卷访问者对于被调查者的主观长相评分和BMI（Body Mass Index）。长相评分由访员进行，分数分为“1～7”七个分级，“1”代表最丑，“7”代表最美。通过表1我们可以看出，5～7分长得比较好看的人数占比达到了将近89%，长得最好看的一类人群占比也高达27.11%，这其实是与我们日常的所见不太相符的。黄玖立、田媛认为，调查问卷中的长相评分较高可能是由我国的传统文化观念导致的[24]，采访者受到传统儒家思想的影响，在相貌评分时往往更加谨慎。长相是“外貌”中最为重要的一个因素，但现实中身材的好坏对于外貌的影响同样重要，本文选择使用BMI作为衡量身材好坏的指标。BMI是体重千克数除以身高米数的平方得出的数字，是国际上常用的衡量人体胖瘦程度以及是否健康的一个标准。在亚洲标准中，BMI＜18.5为偏瘦体型；18.5～24为正常体型；24～28为偏胖体型；BMI＞28属于肥胖体型。本文通过调查问卷中的身高及体重计算得出个体的BMI指数（见表1）。数据显示，我国大多数人属于正常体型，但超重人群占比达到了35%以上。
表1：婚姻满意度、相貌以及BMI分布频数
评分 婚姻满意度 相貌评分 评价 BMI频数 频率 频数 频率 频数 频率1 164 2.20 6 0.08 偏瘦 503 6.36 2 98 1.31 30 0.40 正常 4575 57.92 3 679 9.09 128 1.71 偏胖 2164 27.40 4 1833 24.54 693 9.28 肥胖 652 8.25 5 4695 62.86 1932 25.87 6 2655 35.55 7 2025 27.11合计 7469 100 7469 100 7899 100
（3）其他控制变量
婚姻满意度的影响因素是多样的，国内外众多专家和学者对于婚姻满意度的影响因素进行了研究。本文在前人的研究基础上，选择以下控制变量：①年龄。虽然本文研究的群体为青年群体，但18～44岁的年龄跨度也使得相貌会随着年龄的增长而发生变化，“人老珠黄”“色衰爱弛”等也表明婚姻满意度可能会受到年龄的影响。变量取值为2014年个体被调查时的年龄。②健康。长相在很大程度上是人的生命力的一种体现，健康的人在婚姻选择时更加具有竞争力，而婚后的健康对于婚姻的满意度也有着直接的影响。本文对于健康这一变量使用的是被调查者的健康自评，对健康程度由差到好赋值“1～7。”③户籍。城乡劳动者由于户籍的不同，所处的经济环境会存在较大差异，由相貌所带来的经济效应和婚姻满意度也可能会存在明显的不同。文中农村户籍赋值为“0”，城镇为“1。”④受教育年限。长相姣好者往往具有更强的认知和非认知能力，这些能力有助于其获得更好的教育，教育水平的提高能够带来更好的工作和收入，进而影响到其婚姻满意度。但是同时我们也看到，受教育水平越高其对于配偶的要求就会越高，教育对于婚姻满意度的影响存在较大的不确定性。变量按受教育水平赋值为“1～8。”⑤家庭社会地位及个人收入水平。个人的收入水平以及家庭的社会地位会直接影响个体的生活质量以及婚姻满意度，较高的社会地位以及收入水平能够从物质以及心理两个方面为个体带来满足感。由于调查问卷覆盖的是全国25个省、市和自治区，不同地域由于经济发展水平以及文化等会导致个体收入及地位存在较大的差异，所以文章使用问卷中“您家的社会地位”及“您的收入水平”作为控制变量，以消除由地域等带来的差异，变量由坏到好赋值“1～5。”⑥生育。众多学者的研究表明，子女作为夫妻双方爱的结晶能够对婚姻的满意度形成较大的影响，拥有子女的家庭可能会由孩子带来满足效应，进而增强婚姻的满足感；但同时也可能发生养育成本过高、精力投放到夫妻双方过少而导致婚姻满足感降低的情况。变量根据是否生育赋值为“0”和“1。”⑦陪家人吃饭（晚饭）次数以及家务时间。一般而言，陪家人吃晚饭是一件能够促进情感交流和沟通的事情，共同进餐次数越多，夫妻之间的情感沟通越顺畅，进而婚姻满意度越高；而做家务的时间会挤占个体的休闲时间，夫妻之间往往会因为谁做家务而发生争执，所以家务时间可能会对婚姻的满意度产生影响，变量赋值分别为每周与家人吃晚饭次数和每周家务劳动时间（小时数）。
2.模型的构建
本文研究的是相貌对于个体婚姻满意度的影响，事实上，婚姻满意度越高的个体，其更加“容光焕发”，看起来也就更加好看。相貌和婚姻满意度之间很有可能存在双向的因果关系。在工具变量的选择上，配偶的相貌能够作为一种特殊资源直接作用于个体的婚姻满意度，配偶的相貌评分显然不能够作为本文的工具变量。所以本文参照Hamermesh[30]和黄玖立等[31]的做法，利用CFPS追踪调查数据的特性，选择使用前一期调查（2012CFPS）的长相评分及BMI作为工具变量。2012年和2014年被调查者的长相评分是由不同的访员完成的，使用两期的调查评分也能够很好地消除访员的主观差异；另一方面，2012年的长相评分及BMI对于2014年的婚姻满意度是不相关的，同时2012年的相貌和2014年的相貌又高度相关，所以选择前一期的相貌是一个较为合理的工具变量。
由2名临床医师根据评价标准独立进行文献检索并筛选，在提取资料遇到分歧时，则通过讨论或第三方意见决定。提取每篇文献的数据内容包括：第一作者姓名、发表年份、实验类型、患者人数、病例数目、年龄、性别、Paprosky分型、平均随访时间和并发症种类及数量。分析指标包括：多孔钽金属加强块重建Paprosky II、III型髋臼骨缺损并发症的总数及发生率，术区感染、假体无菌性松动、髋关节脱位和血管神经损伤等其他并发症。
传统的农村小学体育教学存在着很多问题，随着新时期的到来，急需要综合型人才，因此在教学中就要促使学生德智体美劳全面发展。在今后的课堂教学中，构建生活化的课堂就成为广大体育教师义不容辞的义务，体育教师必须积极转变教学理念和方法。
其中，被解释变量Satisfactioni表示第i个体的婚姻满意度；Lookingi和BMIi分别为核心解释变量相貌和身材指数；Individuali表示一组个体特征，包括年龄、户籍、健康程度、受教育程度以及个人收入水平；Familyi表示一组家庭和社会因素，包括生育、家庭社会地位、与家人吃饭次数以及家务时间；εi为扰动项。
3.内生性问题及估计策略
外貌对于个体发展能够产生显著的影响，但个体的发展是否能够反作用于外貌呢？Hamermesh et al研究了美貌支出（化妆品、衣服等）对于个体相貌的影响[25]，研究发现，美貌支出并不能够对个体的相貌产生显著的影响，许多学者也是选择将外貌作为一个外生变量进行处理。国内大多数学者为了能够更好地研究相貌对于工资的影响，还是选择对外貌的内生性问题进行了处理：如有学者使用配偶的相貌评分作为工具变量，以消除相貌的内生性问题[26][27]；有学者使用前期个体的相貌评分，或是滞后期的收入来消除内生性问题[28][29]。
本文拟研究的是相貌对于婚姻满意度的影响，被解释变量为婚姻满意度，核心解释变量是长相和BMI，结合上文对于控制变量的选取，本文构建以下基准模型：
四、实证研究及分析
1.基本估计结果
本文的被解释变量婚姻满意度为“1～5”的有序变量，所以本文使用有序Probit和有序Logit进行实证检验，实证借助于Stata13.1软件实现。同时由于性别的不同，相貌对于婚姻满意度的影响很有可能存在异质性，所以我们在全样本回归的基础上对男女样本分别进行了回归。表2报告了全样本的基本估计结果，列（1）～（3）为有序Probit回归结果；列（4）～（6）为有序Logit回归结果。
表2：基本估计结果
注：括号中为t统计量，*，**，***分别表示在10%、5%、1%水平下显著。
OProbit OLogit（1） （2） （3） （4） （5） （6）全样本 女性 男性 全样本 女性 男性长相 0.0521*** 0.0522*** 0.0525*** 0.0959*** 0.0941*** 0.0987***（4.82） （3.47） （3.37） （5.18） （3.67） （3.68）BMI 0.0181*** 0.0179*** 0.0160*** 0.0320*** 0.0306*** 0.0291***（7.73） （5.65） （4.52） （7.92） （5.64） （4.72）年龄 0.00114* 0.00305*** -0.000948 0.00279*** 0.00655*** -0.00143（1.85） （3.58） （-1.05） （2.66） （4.53） （-0.92）户籍 -0.00732 -0.00877 -0.00277 -0.0446 -0.0487 -0.0355（-0.41） （-0.35） （-0.11） （-1.46） （-1.15） （-0.79）家庭地位 0.163*** 0.186*** 0.135*** 0.279*** 0.321*** 0.227***（18.90） （16.05） （10.40） （18.82） （16.01） （10.23）健康 0.0227** 0.0196 0.0282* 0.0306* 0.0267 0.0383（2.11） （1.32） （1.79） （1.66） （1.06） （1.42）教育 -0.00746*** -0.00876** -0.00572 -0.0151*** -0.0167*** -0.0122*（-2.85） （-2.44） （-1.50） （-3.37） （-2.75） （-1.84）生育 -0.0601 -0.0977* -0.0184 -0.0869 -0.174* 0.0111（-1.51） （-1.75） （-0.32） （-1.29） （-1.86） （0.11）收入地位 0.0000299 0.000231 -0.000510 -0.000174 0.000180 -0.00105（0.06） （0.39） （-0.42） （-0.19） （0.18） （-0.50）晚餐次数 0.0513*** 0.0544*** 0.0500*** 0.0789*** 0.0848*** 0.0769***（11.64） （8.37） （8.30） （10.38） （7.57） （7.39）家务时间 -0.0174*** -0.0159*** -0.0206*** -0.0250*** -0.0254*** -0.0271**（-4.04） （-2.82） （-3.11） （-3.40） （-2.65） （-2.37）N 7469 4053 3416 7469 4053 3416
1．3 哮喘的诊断标准 根据中华医学会儿科学分会呼吸学组《儿童支气管哮喘诊断与防治指南》进行诊断［1］，诊断分为儿童哮喘、婴幼儿哮喘、咳嗽变异性哮喘。
对于体现相貌的另一重要变量BMI，列（1）～（6）均显示BMI对于婚姻的满意度在1%的水平下显著。由于BMI的取值是按照个体真实的体重和身高计算而来，BMI值越大则说明个体的肥胖程度越高，简单由回归结果来看，长得越胖的人婚姻满意度似乎越高，身材对于婚姻满意度的影响具有“心宽体胖”效应。这个我们可以理解为，偏胖的人往往生活更加富足，对于生活和婚姻的满意度可能也会更高。在分性别回归中，女性样本的系数要大于男性样本，这说明身材对于女性的婚姻促进效应要高于男性，对女性而言，身材可能比长相更加重要。但同时我们也注意到，在数据样本中，正常体型的人约占总样本的57%，而超重人群占总样本的36%以上，超重的人群是否婚姻满意度和正常体型的人一样呢？这就需要我们在接下来的研究中，进一步考察不同体型对于个体婚姻满意度的影响。
在模型OPM(t)基础上，可以发展2个模型，用于后续算法设计，模型描述见表1，其中：OPM1(t)最小化相邻阶段贝内计划偏差，该模型求解获得的目标函数值记为最小化t阶段的贝内横倾力矩，将相邻阶段贝内计划偏差作为约束，上边界取值
本文所采用的数据是2014年北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭动态跟踪调查数据（CFPS）。该数据涵盖全国25个省、市及自治区，能够较为全面地反映我国居民的基本状况。CFPS调查问卷分为社区问卷、家庭问卷、成人问卷以及少儿问卷四类，本文旨在研究相貌对于青年群体婚姻满意度的影响，故选择使用的是成人问卷。根据联合国世界卫生组织的标准，青年群体是指18～44岁的人口，故文章将样本限定为18～44岁的已婚样本，剔除核心变量缺失样本后，最终得到有效样本数量为8543个。
2.分样本估计
（1）按体型分样本回归
当算法和数据与所有公司标配时，只有创意和设计才能更好地适应这个时代。设计力是用户角度的审美策划，是新技术的整合，以流量人格化的模式，构建商业设计能力。
列（1）和列（4）为全样本估计结果。由全样本估计结果我们可以看出，长相对于婚姻满意度的影响均在1%的水平下显著，这说明长相姣好者真的可以获得更加满意的婚姻。列（1）的数据显示，长相评分每提高1分，婚姻的满意度会随之提升0.052分。在分性别对比时，我们发现列（3）和列（6）男性的估计系数均大于列（2）和列（5）女性的估计系数，这说明长相对于男性婚姻满意度的影响要高于女性。这个结论和学者们对“美貌溢价”进行研究的结论一致：即相较于女性，男性的收入更容易受到相貌的影响。男性的长相比女性的长相更具优势？这似乎与人们的日常观念不一致。事实上，近年来随着社会的发展和人们观念的提升，女性的地位有了很大的提高，但是由生理差异所导致的“男主外，女主内”的家庭分工仍旧没有发生太大的变化。长相好的男性往往能够获得更好的工作机会和收入，承担着更多的“养家”责任；相应的配偶则可能承担起更多的“顾家”责任，女性在家庭中付出更多的精力和时间，就相应地会提高男性的婚姻满意度。
前文我们谈到，虽然婚姻满意度可能会随着肥胖程度的增加而增加，但不同体型的个体对于婚姻满意度的反映很有可能存在异质性。因此我们按照亚洲BMI标准，将BMI分为偏瘦型（BMI＜18.5）、正常型（18.5＜BMI＜24）、偏胖型（24＜BMI＜28）和肥胖型（BMI＞28）四个群体，并分别进行回归分析，回归使用的是有序Porbit模型。
表3：分体型估计结果
注：括号中为t统计量，＊，＊＊，＊＊＊分别表示在10%、5%、1%水平下显著。
（1） （2） （3） （4）BMI＜18.5 18.5＜BMI＜24 24＜BMI＜28 BMI＞28长相 0.114* 0.110*** 0.0747** 0.0596（1.85） （4.55） （1.99） （0.87）BMI 0.00730 0.0269** 0.0439* 0.0323（0.19） （2.25） （1.87） （1.52）其他控制变量 Yes Yes Yes Yes N 472 4330 2034 629
回归结果显示，个体只有在正常体型和偏胖体型（18.5＜BMI＜28）时才会出现婚姻的“心宽体胖”效应，个体会随着身材的丰满而获得更高的婚姻满意度。而在偏瘦体质和肥胖体质中则体现不出明显的婚姻促进效应。另外，综合身材和长相两个方面的因素来看，身材长相俱佳的人（列2），对婚姻满意度的提升效应最强，长相和身材的系数分别在1%和5%的水平下显著；其次是偏胖的人群（列3），长相和身材系数分别在5%和10%的水平下显著；再次是身材偏瘦的人群（列1），长相对婚姻满意度的促进效应在10%的水平下显著；在肥胖的群体中（列4），无论长相还是身材，均体现不出对于婚姻满意度的促进作用。简而言之，身材对于婚姻满意度的影响类似于一个先缓慢提升后迅速下降的倒“U”型曲线，曲线形状类似于郭继强等[32]所提出的“高跟鞋曲线”，个体随着身材丰满程度的提升，对于婚姻的满意度也会随之提升；而身材一旦达到肥胖的程度，身材对于婚姻满意度的影响就会迅速降低。
（2）按学历分样本回归
（2）核心解释变量：相貌和BMI
在全样本回归中我们发现，随着学历的提升，个体的婚姻满意度随之降低。那么学历会对相貌的婚姻满意效应产生什么样的影响呢？对此我们按照样本量，将样本分为小学及以下（包括文盲半文盲）、中学、高中及同等学力（包括中专、技校和职高）、大专及以上（包括本、硕、博）四组，并分别进行回归分析。回归结果见表4。
县域电网指 110 kV 及以下的配电网，处于电网输电末端，直接面对电力用户。我国县供电企业普遍对通信技术和组网方式选择重视不够，县域电力通信网建设缺乏系统规划，建设及运营成本偏高，投入与产出不匹配，通信网整体水平落后于电网发展。县域电力通信网的特点见表1所列。
通过梳理学者们关于相貌对于个体就业和收入的影响机制，我们可以得知，相貌影响个人就业以及收入的本质，其实就是劳动者运用其外貌的优势而获得生活、工作中的相对优势，这种优势可以实现良性的叠加和“倍增”。相应地，相貌也可以通过这种比较优势影响婚姻的满意度。具体的影响机制我们可以简单总结为自我效应和间接反馈。自我效应是指，相貌好的个体，通常能够拥有更好的沟通、交际等非认知能力，在婚姻中能够更好地和配偶进行沟通和交流，从而有助于促进夫妻双方对于婚姻的满意程度；另一方面，相貌姣好者通常热爱交友、兴趣广泛并且拥有较为成功的事业，他们可以从中获得较高的精神满足感，进而降低对于婚姻的期望值、满足于现有的婚姻状态。而间接反馈是指由配偶及周边环境带来的婚姻满意感。好的相貌是一种稀缺资源，其对配偶的满足效应要远高于相貌平凡者，配偶相应地就会对“美貌效应”支付一定的“体贴成本”，提高婚姻的满意度；另一方面，好的相貌以及交际能力能够从家庭以及周边社会获得良好的反馈，来自周边环境的称赞和夸奖能够间接地为个体带来婚姻的满意度。尤其在中国，以“家庭为重”的社会文化观念使得婚姻不可避免地受到家庭结构及亲人的影响[23]。
表4显示，在小学及以下和中学学历时（列1、列2），个体的相貌能够对婚姻的满意度产生显著的影响，系数均在1%的水平下显著，这说明，在学历较低时，长相越漂亮婚姻的满意度就越高；而在高中及以上学历（列3、列4），长相则无法对婚姻满意度形成正面的影响，这说明，学历能够在一定程度上弱化相貌对于婚姻满意度的影响，随着个体学历水平的提升，因相貌平平而对婚姻产生的负面影响有可能因学历的提升而进行纠正。
表4：分学历回归结果
注：括号中为t统计量，＊，＊＊，＊＊＊分别表示在10%、5%、1%水平下显著。
大专及以上长相 0.0479*** 0.0685*** -0.0131 -0.0263（2.95） （3.26） （-0.39） （-0.45）BMI 0.0136*** 0.0209*** 0.0280*** 0.0203**（3.52） （4.77） （4.15） （1.99）其他控制变量 Yes Yes Yes Yes N 1958 3321 1229 961（1） （2） （3） （4）小学及以下 中学 高中及同等学力
（3）工具变量估计结果
由于相貌和婚姻满意度之间可能存在双向的因果关系，研究可能存在内生性问题。所以本文参照Hamermesh和黄玖立的做法，选择前一期调查被访者的相貌评分以及BMI指数作为工具变量，对模型进行重新估计，本次估计使用基于工具变量的两阶段最小二乘法（IV-2SLS），具体估计结果见表5。
表5：工具变量回归结果
注：括号中为t统计量，＊，＊＊，＊＊＊分别表示在10%、5%、1%水平下显著。
（1） （2） （3）全样本 女性 男性IV-长相 0.257*** 0.239* 0.302***（3.48） （1.79） （3.58）IV-BMI 0.0145*** 0.0163*** 0.00815**（5.75） （4.14） （2.43）年龄 0.00182*** 0.00122 -0.000457（3.37） （1.39） （-0.64）户籍 -0.00529 0.0140 0.0181（-0.32） （0.53） （0.88）家庭地位 0.113*** 0.142*** 0.0814***（14.55） （12.28） （8.15）健康 -0.140** -0.131 -0.175***（-2.55） （-1.31） （-2.78）教育 -0.00797 -0.0133 -0.0245***（-1.15） （-1.21） （-2.64）生育 -0.0254 -0.0140 -0.0188（-0.64） （-0.21） （-0.41）收入地位 -0.000389 0.000607 -0.00166（-0.84） （1.16） （-1.51）晚餐次数 0.0368*** 0.0510*** 0.0305***（7.79） （6.52） （5.24）家务时间 -0.0313*** -0.0146*** -0.0179***（-8.65） （-2.71） （-3.22）_cons 2.925*** 2.642*** 3.369***（21.91） （10.83） （22.92）Wald F 250.19 151.82 83.36 N 7267 3991 3276
如表5所示，三个检验的Wald F值分别是250.19、151.82和83.36，均大于16.8的临界值，说明模型通过了弱工具变量检验，是比较合理的。回归结果显示，在使用工具变量后，长相（iv-looking）和iv-BMI对于婚姻满意度的影响依旧显著，且长相的系数明显增大，这说明前文的估计很有可能低估了长相对于婚姻满意度的影响。在分性别样本中，男性的长相在1%的水平下显著，女性长相在10%的水平下显著，且男性系数明显高于女性；女性的BMI系数在1%的水平下显著，男性的BMI在5%的水平下显著，且女性系数高于男性。这也印证了前文的结论：在婚姻中，男性的长相对于婚姻满意度的影响要高于女性，长相姣好的男性比女性更容易获得美满的婚姻；而女性的身材对于婚姻满意度的影响更为重要，越丰满的女性能够获得越满意的婚姻。在其他控制变量方面，回归结果和前文基本一致。
五、进一步稳健性检验
一般认为，婚姻的满意度会直接影响个体的主观幸福感，婚姻满意度高的个体通常生活会更加幸福，反之亦然。故本文选择使用主观幸福评分（“非常不幸福”—“非常幸福”依次赋值“1～10”）作为婚姻满意度的代理变量，对实证结果进行稳健性检验，回归使用的是有序probit模型，具体结果见表6。
表6：相貌对主观幸福感的影响
注：括号中为t统计量，＊，＊＊，＊＊＊分别表示在10%、5%、1%水平下显著。
（1） （2） （3）全样本 女性 男性长相 0.0451*** 0.0434*** 0.0422***（4.36） （2.89） （2.94）BMI 0.0192*** 0.0252*** 0.0145***（8.63） （8.08） （4.46）户籍 0.186*** 0.162*** 0.186***（9.82） （5.85） （7.07）收入地位 0.00172*** 0.00135** 0.00147（3.19） （2.21） （1.25）其他控制变量 Yes Yes Yes N 7469 4053 3416
表6汇报了相貌对于主观幸福感的回归结果，结果显示，无论是长相还是BMI，对于主观幸福感的影响均在1%的水平下显著，且系数为正。这说明相貌姣好的人能够获得更好的主观幸福感，这也间接证实了相貌对于婚姻满意度的影响，表明前文的实证结果是稳健的。除核心解释变量外，表6还汇报了明显区别于婚姻满意度的户籍和个人收入水平的回归结果（其他控制变量结果与前文基本一致）。在婚姻满意度的实证分析中，生活在农村的个体对于婚姻的满意度可能更高，而在幸福感的实证结果中，生活在城市的个体幸福感会更强，这说明：城市更好的生活条件、便利的服务及娱乐设施等能够显著提升个体的幸福感；但城市更高的生活压力以及紧张的工作节奏很有可能使人们忽略对家庭的重视，进而影响婚姻的满意度。另一方面，实证结果显示个人收入水平的提高能够显著提高个体的主观幸福感，但在前文的实证研究中，个体收入的提高却并不能够对婚姻满意度造成明显的提升，甚至可能会出现负面影响。这说明，在婚姻中一方收入水平的提升很有可能会造成家庭权利的失衡，进而影响家庭的婚姻满意度，高收入会带来个人主观幸福感的提升，但却不一定能够带来更美满的婚姻。
六、结论和启示
相貌对于个体的影响，是近年来劳动经济学界和社会学界研究的一个热点问题。众多研究已经表明相貌对于个体就业、收入以及幸福感等方面存在显著的影响。在婚姻市场中，相貌被作为重要的议价筹码，好的相貌真的能够带来更美满的婚姻吗？在这样的背景下，本文利用2014CFPS数据，通过建立有序Probit和有序Logit模型来分析青年群体中相貌对婚姻满意度的影响。
实证研究结果表明，在控制了其他个体特征和家庭因素后，长相能够显著地提升个体的婚姻满意度，长相姣好者能够获得更美满的婚姻；而身材丰满的人则具有婚姻的“心宽体胖”效应，微胖的人能够获得更高的婚姻满意度，但随着BMI（身材指数）的不断上升，到达肥胖的临界点后婚姻的满意度会随之降低。在分样本回归中，男性比女性更加具有长相优势，长相好的男性比女性具有更高的婚姻幸福感；而身材对于女性的影响要高于男性，越丰满的女性其婚姻满意度越高。此外，研究发现学历能够纠正相貌平平对婚姻产生的负面影响，受教育程度越高，相貌对于婚姻满意度的促进效应越低。
近年来我国青年群体离婚率的居高不下以及结婚率的低迷，使人们更加关注于青年群体的婚姻状况。本文从相貌的角度对青年群体的婚姻满意度进行了研究：好的相貌的确能够促进婚姻的美满。当然，好的相貌不一定单指“与生俱来”的长相，健美的身材、整洁的仪容、适宜的谈吐和气质均能够作为相貌的一种体现。此外，对于学历的实证结果告诉我们，学历越高，相貌对于婚姻满意度的影响越低，丰富的学识和素养能够对相貌的婚姻效应进行纠正和补充。这也给人们带来启示：塑造良好的身形和仪容、改善自身的生活状态、丰富自己的知识和涵养，在很大程度上能够提高婚姻的满意度。
由于近年投入不足和管理缺位，面广量大的田间沟渠被填埋、损毁严重，农田灌溉“最后一公里”的问题非常突出，直接影响着河道治理工程的效益。要抓住全市10个县（市、区）列入中央财政小农水重点县的机遇，以县为单位，以耕地灌区化为目标，将所有耕地以灌区为单元进行规划设计、投资建设、运行管理，使之形成由可靠水源和引、输、配水渠道及相应排水沟道组成的灌溉系统，形成田成方、林成网、渠相通、路相连、旱能浇、涝能排的高标准农田建设格局。
参考文献：
［1］凤凰网. 我主良缘离异单身调查：31～40岁成离婚高发年龄段［EB/OL］.（2017-06-05）［2019-06-11］. https：//hunan.ifeng.com/a/20170615/5749058_0.shtml.
［2］Fincham F D，Beach S R H，Harold G T，et al. Marital Satisfaction and Depression：Different Causal Relationships for Men and Women?［J］. Psychological Science，1997，8（5）：351-356.
［3］Bryant C M，Conger R D，Meehan J M . The Influence of In-Laws on Change in Marital Success［J］. Journal of Marriage and Family，2001，63（3）：13-23.
［4］Twenge J M，Foster C C A . Parenthood and Marital Satisfaction：A Meta-Analytic Review［J］. Journal of Marriage and Family，2003，65（3）：574-583.
［5］Camisasca E，Miragoli S，Blasio P D，et al. Co-parenting Mediates the Influence of Marital Satisfaction on Child Adjustment：The Conditional Indirect Effect by Parental Empathy［J］. Journal of Child and Family Studies，2019，28（2）：519-530.
［6］Whisman M A，Uebelacker L A，Weinstock L M. Psychopathology and marital satisfaction：the importance of evaluating both partners.［J］. Journal of Consulting & Clinical Psychology，2004，72（5）：830-841.
［7］Jung E H，Shin S H. Actor and Partner Effects of Health Status，Marital Satisfaction and Self Efficacy on Retirement Preparation of Middle Aged Couples：Actor-Partner Interdependence Model Analysis［J］. Journal of Korean Academy of Nursing，2018，48（2）：154-166.
［8］［17］［24］［29］［31］黄玖立，田媛 .美貌能带来幸福感吗?［J］.南方经济，2019（1）：81-102.
［9］Hamermesh D S，Biddle J E . Beauty and the Labor Market［J］. NBER Working Papers，1994，84（5）：1174-1194.
［10］［21］［32］郭继强，费舒澜，林平.越漂亮，收入越高吗?——兼论相貌与收入的“高跟鞋曲线”［J］.经济学（季刊），2017，16（1）：147-172.
［11］费舒澜.美貌者进入了高收入职业吗?［J］.劳动经济研究，2016，4（6）：92-106.
［12］顾天竹.美貌溢价：劳动力市场歧视是主因吗?——基于中国劳动力动态调查数据的实证研究［J］.财经研究，2018，44（2）：90-102.
［13］［27］王询，岳园园，朱晨.颜值越高收入越高?—基于2014年“中国劳动力动态调查”的经验研究［J］.云南财经大学学报，2018，34（5）：79-91.
［14］江求川，张克中.中国劳动力市场中的“美貌经济学”：身材重要吗?［J］.经济学（季刊），2013，12（3）：983-1006.
［15］杨园争，方向明，郑晓冬.劳动力市场中容貌歧视的学历纠正效应研究［J］.南方经济，2017（3）：71-98.
［16］李楠.相貌与女性劳动参与决策——来自CLDS数据的证据［J/OL］.财经论丛：1-11［2019-04-13］.https：//doi.org/10.13762/j.cnki.cjlc.20190218.005.
［18］叶金珍，王勇.相亲结婚真的靠谱吗——基于CFPS2014数据的研究［J］.南开经济研究，2019（1）：117-136.
［19］Case A，Paxson C. Stature and Status：Height，Ability，and Labor Market Outcomes［J］. J Polit Econ，2008，116（3）：499-532.
［20］Heckman J J，Stixrud J，Urzua S. The Effects of Cognitive and Noncognitive Abilities on Labor Market Outcomes and Social Behavior［J］. Nber Working Papers，2006，24（3）：411-482.
［22］Dechter E K. Physical appearance and earnings，hair color matters［J］. Labour Economics，2015，32（1）：15-26.
［23］蔡玲.青年婚姻满意度影响因素研究［J］.当代青年研究，2013（3）：56-62.
［25］Hamermesh D S，Meng X，Zhang J . Dress for Success — Does Primping Pay?［J］. Labour Economics，1999，9（3）：361-373.
［26］刘一鹏，郑元，张川川.长得好有高收入?——中国劳动力市场的相貌歧视问题研究［J］.经济评论，2016（5）：83-95.
［28］Scholz J K，Sicinski K F. Attractiveness and Lifetime Earnings：Evidence from a Cohort Study［J］. Review of Economics &Statistics，2015，97（1）：14-28.
［30］Hamermesh D S，Abrevaya J . Beauty is the promise of happiness?［J］. European Economic Review，2013，64（1）：351-368.
[基金项目：本文系首都经济贸易大学博士研究生学术新人计划项目（项目编号：18CUEB002）的研究成果]
尹振宇：首都经济贸易大学劳动经济学院博士研究生
刘冠军：首都经济贸易大学马克思主义学院院长，教授，博士生导师
责任编辑/杨守建
标签：婚姻论文; 满意度论文; 相貌论文; 变量论文; 个体论文; 社会科学总论论文; 社会学论文; 社会生活与社会问题论文; 《中国青年研究》2019年第9期论文; 首都经济贸易大学博士研究生学术新人计划项目(项目编号:18CUEB002)的研究成果论文; 首都经济贸易大学劳动经济学院论文; 首都经济贸易大学马克思主义学院论文;