身高對個人收入影響的實證研究

何楊曦照

摘要：文章采用中國綜合社會調(diào)查CGSS2015年的數(shù)據(jù)，運用OLS和工具變量法對擴展的Mincer工資方程，分析我國身高對個人收入的影響問題。研究發(fā)現(xiàn)，身高顯著影響勞動者個人收入水平。具體表現(xiàn)于身高對于男性的收入有著明顯促進作用，對于女性促進作用不是特別顯著。將數(shù)據(jù)進行回歸分析表明勞動者自評健康情況也與身高正相關(guān)，自評健康的勞動者身高也越高。

關(guān)鍵詞：身高;收入;外貌歧視;工資

一、引言

個體收入作為維持個體生存和發(fā)展的重要支撐，在個人的生產(chǎn)生活乃至整個社會的發(fā)展中具有舉足輕重的地位。為了獲得更高的生活質(zhì)量，勞動者通常會采用各種方法來提高自身收入，例如進行教育投資增加自身的人力資本水平等。然而，除了受教育程度、工作經(jīng)驗等為人熟知的傳統(tǒng)因素之外（ Heckmanet al.，2003），健康人力資本例如身高也會影響到勞動者的收入水平（王鵬等，2010; Schultz，2002）。

一方面，身高是一個家庭乃至社會對孩子未成年時期的健康人力資本投資的結(jié)果，與家庭的人力資本投資密不可分。在經(jīng)濟較為落后的發(fā)展中國家，身高較高代表著較好的體魄，較大的力氣，從而擁有較高的勞動生產(chǎn)率與較高的生產(chǎn)效率和工資回報（Strauss et al.，1998;高文書，2009）。除此之外，身高可能還會與勞動者的認知能力以及非認知能力相關(guān)。在青少年時期，身高會影響到青少年人際交往，由此影響人力資本資本積累，進一步影響其成年后的收入水平（Persico et a1.，2004）。

在另一方面，由于勞動力市場存在著歧視現(xiàn)象，不僅僅存在著戶籍歧視（齊良書和劉嵐，2019），種族歧視（王美艷，2005），性別歧視（孫婧芳，2017），還存在有外貌歧視（江求川等，2013;劉一鵬等2016）。在我國，隨著市場競爭越發(fā)激烈，外貌歧視逐漸凸顯，企業(yè)的歧視行為是造成外貌歧視的主要原因（ Harper，2000）。在要求應(yīng)聘者能力之外，不少用人單位要求應(yīng)聘者在簡歷中附上個人生活照，并且很多崗位都有身高標(biāo)準(zhǔn)。例如，Kuhn和shen（2011）指出，在中國招聘市場中，7.7%的企業(yè)在招聘廣告信息中對應(yīng)聘人員的長相有一定的要求，2.6%的企業(yè)制定了最低身高標(biāo)準(zhǔn)。

身高作為一個崗位硬性門檻，已經(jīng)直接影響到了求職者能否獲得該職位，身高對就業(yè)有著重要影響。而造成以上問題的原因主要是有兩個：其一，相較于殘疾歧視而言，我國目前對于外貌歧視沒有立法約束，因此有關(guān)用人單位在招聘時直接將身高等外貌條件作為門檻。其二，對比戶籍歧視、性別歧視等，外貌歧視問題在我國并沒有引起足夠的重視，很多用人單位甚至于應(yīng)聘者自身都沒有注意到將身高等作為招聘的限制條件屬于歧視，在此情形之下，外貌歧視屬于默許狀態(tài)。外貌歧視雖然在表現(xiàn)形式上不如戶籍歧視等明顯，但是造成的社會影響卻不容小覷。勞動力市場中所出現(xiàn)的以身高為代表的外貌歧視將損害一部分勞動者的合法權(quán)益，損害勞動者進行生產(chǎn)勞動的積極性，影響到市場的公平競爭，加劇市場中的收入不平等（江求川等，2013）。

鑒于此，本文采用CGSS2015年的數(shù)據(jù)進行回歸，試圖證實身高對工資收入的影響。文章結(jié)構(gòu)如下：第二部分介紹本文所采用的數(shù)據(jù)以及模型;第三部分將進行實證分析;最后，本文將對實證分析結(jié)果予以小結(jié)并且提出本文的政策建議。

二、模型與數(shù)據(jù)

本文采用的是擴展的Mincer工資方程，對身高和工資之間的關(guān)系進行回歸，其回歸模型為：

勞動者的教育程度會帶來正的工資回報，對工資收入有促進作用，因而預(yù)計教育的回歸系數(shù)為正。根據(jù)譚遠發(fā)（2015）的方法，通過教育年限來表征不同教育程度的差異，研究生以上19分，本科16分，?？?5分，高中12分，初中9分，小學(xué)6分，文盲1分。婚姻狀態(tài)方面，根據(jù)Baker等（2007）的研究成果，我們將初婚有配偶、再婚有配偶、同居狀態(tài)都標(biāo)記為已婚狀態(tài)，將分居未離婚、離婚、喪偶標(biāo)記為單身狀態(tài)，同時預(yù)測婚姻的系數(shù)為正，即婚姻對收入有促進作用。由于性別工資差距的存在，不論是在平均工資上還是整個工資分布上男女之間均有差距（葛玉好等，2010），男性工資一般高于女性，因此估計性別的回歸系數(shù)為正。預(yù)期工作年限的系數(shù)為正，工作年限平方項的系數(shù)為負是因為當(dāng)勞動者脫離教育環(huán)境，進入勞動力市場時，隨著工作時間的增加，技能的不斷熟練，能力不斷積累并且提升，勞動生產(chǎn)率會不斷上升，因而工資報酬也會不斷上升，但是對于一般的行業(yè)而言，工作年限的邊際效率遞減，工作年限對于工資的影響會慢慢減少。根據(jù)陳祎等（2010）年的研究，簽訂勞動合同可以提高務(wù)工人員的收入，合同對收入有顯著的正影響，我們預(yù)期合同的回歸系數(shù)為正。而預(yù)期中共黨員的系數(shù)為正是因為一些研究發(fā)現(xiàn)中國共產(chǎn)黨的黨員身份會帶來正的溢價（ Appleton et al.，2005）。同時，我們預(yù)期非農(nóng)戶口的系數(shù)為正，是因為在我國勞動力市場上存在一定的戶籍歧視，農(nóng)民工在進入企事業(yè)單位時依舊受到較強歧視（孫婧芳，2017;吳賈等，2015）。

在數(shù)據(jù)方面，本文采用了最新的中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（2015年CGSS數(shù)據(jù)）。本文分析的對象是18歲及以上的勞動者，并將勞動者工資報酬定義為“勞動者者去年個人全年的職業(yè)/勞動收入?！庇捎谘芯康氖巧砀吆凸べY之間的關(guān)系，我們?nèi)コ匾兞咳笔У臉颖疽约吧砀吆凸べY的異常值，得到有效樣本2580個，其中男性樣本為1435個，占樣本總數(shù)55.62%，女性樣本為1145個，占樣本總數(shù)44.38%。去除異常值之后，全體樣本身高均值為166.4698，最高為183厘米，最低148厘米，女性身高平均為160.7074，最高178，最低148.男性身高均值為171.0676，最高183厘米，最低150厘米?？倶颖臼杖刖禐?0563.41，女性樣本收入平均為35574.45，男性樣本收入平均為44544.16，高于女性。圖1顯示了男性和女性的平均身高和平均工資之間的關(guān)系。

從圖中可以看出，男性的平均工資較為集中，而女性的平均工資分布較為分散。同時男性的平均身高和平均工資與線性函數(shù)擬合較好，而女性的平均身高和平均工資與線性函數(shù)擬合較差?？赡艿脑蚴牵浩髽I(yè)對男性工作者的身高要求沒有明顯的偏好，而女性的身高外貌要求相對較為明顯。

同樣，我們繪制了全體樣本的總平均身高及對應(yīng)身高水平上總平均年工資的分布情況。從圖2中可以看出，身高和平均收入呈正相關(guān)。

三、實證分析

（一）最小二乘法（ OLS）估計

本文先采用OLS估計，考慮到性別會對身高產(chǎn)生影響由此回歸結(jié)果可能有偏誤，所以我們在對總體樣本進行回歸的同時，分別對女性樣本、男性樣本進行了單獨的回歸，回歸結(jié)果見表

由表中第一列的回歸結(jié)果可知，回歸F值為73.88，通過了F檢驗，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.248，身高的系數(shù)為0.0115，在gg%的水平下顯著，即每增加1厘米的身高，收入會提高1.15%。由第二列的回歸結(jié)果，女性身高系數(shù)為0.0076，在90%的水平下顯著，即就女性而言，即每增加1厘米的身高，收入會提高0.76%。根據(jù)第三列結(jié)果，男性身高系數(shù)為0.0147，在99%的水平下顯著，即每增加1厘米的身高，收入會提高1.47%。男性婚姻狀況的系數(shù)為正并且顯著，印證了對于男性“成家立業(yè)”的傳統(tǒng)觀點，女性的婚姻狀態(tài)系數(shù)為負但是并不顯著;是否簽訂勞動合同的系數(shù)女性樣本為0.223，在gg%的水平下顯著，男性樣本中系數(shù)為0.178，在99%的水平下顯著，意味著是否簽訂勞動合同不論是對于男性勞動力還是女性勞動力而言，在考慮工資收入時，都很重要，簽訂勞動合同有助于提高勞動力的收入水平;教育的系數(shù)均為正，且都在99%的水平下顯著。教育時間每增加一年，女性的工資提高5%，男性的工資提高5.28%，回歸結(jié)果有力的駁斥了“讀書無用論”。是否為中國共產(chǎn)黨黨員、工作年限、工作年限的平方系數(shù)不論男女均顯著，且系數(shù)符號與預(yù)期一致，意味著中國共產(chǎn)黨黨員的身份的確在一定程度上對收入的增加有著促進作用，可能是因為黨員勞動力在綜合素質(zhì)上要高于一般的非黨員勞動力，也可能是社會大環(huán)境對黨員身份認同性較高。出乎我們意料的是，戶口狀況的系數(shù)并不顯著，有可能是因為近些年對于農(nóng)業(yè)戶口勞動力歧視的呼聲較高，國家的一系列政策對于促進農(nóng)村勞動力就業(yè)，改善勞動力市場戶籍歧視問題有了一定的成效。

（二）工具變量估計

考慮到測量誤差，可能存在與身高有關(guān)同時會影響收入水平的變量，從而使得最小二乘法估計可能產(chǎn)生誤差（高文書，2009），即身高變量存在內(nèi)生性（Schultz，2002）;Hubler，2006）。Hubler等人通過使用樣本的健康程度來作為變量，有效的避免了這個問題。在中國綜合社會調(diào)查（ CGSS） 2015年調(diào)查數(shù)據(jù)中，勞動者自我對于健康的評價分為五個維度，依次是很不健康、比較不健康、一般、比較健康和很健康。我們將比較健康、很健康定義為健康，記為1，其余記為0，進行了回歸分析，回歸結(jié)果見表1（4）

根據(jù)OLS估計和第一階段的回歸結(jié)果可以說明身高和健康狀況存在相關(guān)關(guān)系。通過對OLS和加入工具變量回歸后的回歸結(jié)果進行分析，我們發(fā)現(xiàn)，加入工具變量之后，身高對于勞動者的工資報酬有顯著的正影響，系數(shù)由0.0115變?yōu)榱?.140，即工作者身高增加1cm，收入將提高14%。這意味著OLS估計的確存在著偏誤。在加入工具變量之后，性別變量系數(shù)變的顯著為負，又一次證實了勞動力市場上性別歧視的存在。是否簽訂勞動合同的變量系數(shù)依舊顯著，系數(shù)由0.198變?yōu)?.14，說明是否簽訂勞動合同對勞動力工資收入確實有影響，同等條件下，簽訂勞動合同的勞動者獲得的勞動報酬會比沒有簽訂合同的工人報酬增加14%，系數(shù)的下降說明OLS估計高估了勞動合同的對工資收入的影響。工具變量法的教育系數(shù)依舊為正，且顯著，說明勞動力若想提高自身的職業(yè)/勞動報酬，可以通過教育來實現(xiàn)，每多受1年的教育，工資將增加3.6%。而在加入工具變量之后，是否為中國共產(chǎn)黨員的系數(shù)變小，依舊為正，但是不再顯著。工作經(jīng)驗的系數(shù)為正且顯著，工作經(jīng)驗平方項系數(shù)為負且顯著，這兩者符號與OLS回歸保持一致，且與我們的預(yù)期也保持一致，說明了工作經(jīng)驗對勞動者工資收入的影響為正，工作經(jīng)驗越多，工資越高，但是其邊際效應(yīng)遞減。

由于身高是受遺傳以及成長發(fā)育階段健康人力資本投資的影響，由此我們能夠推斷出，青少年時期健康人力資本投資不僅對青少年時期存在著影響，同時也對其成年之后的健康狀態(tài)，成年之后的工資收入水平有一定影響。因此，加強對于營養(yǎng)，加強鍛煉等成長發(fā)育階段的健康人力資本投資有著重要的經(jīng)濟意義。

四、結(jié)語

隨著人們對勞動力市場研究的不斷深入，研究者對影響勞動者工資收入的各種因素進行探究，發(fā)現(xiàn)教育、工作經(jīng)驗等因素都會影響工資報酬。第一，健康的身體能提高勞動者的能力，提高勞動生產(chǎn)率，從而影響勞動者的工資報酬;第二，由于勞動力市場存在著外貌歧視，身高較高的勞動者受到雇傭單位的看好，在就業(yè)以及工資方面都會有一定的優(yōu)勢，從而身高對工資收入有積極的影響。

本文通過對中國綜合社會調(diào)查CGSS2015年的數(shù)據(jù)進行研究后發(fā)現(xiàn)，中國勞動者的身高對工資的影響非常顯著：在其它條件不變的情況下，身高每增加1cm，工作者的收入將會提高14%。本文通過對勞動者自評健康情況和身高關(guān)系的實證研究發(fā)現(xiàn)，身高與健康有著密切的關(guān)系，自評健康狀況較好的勞動者，身高也較高，由此得知，青少年時期的營養(yǎng)健康狀況不僅影響了青少年的身高，還對其成年之后的健康狀況，以及成年之后的工資收入水平有著重要影響。加強健康人力資本投資不僅關(guān)乎個人，而且關(guān)乎社會，有著正的外部效應(yīng)。提高健康人力資本投資能提高勞動力總體的素質(zhì)，提高勞動力市場生產(chǎn)效率，加快經(jīng)濟的發(fā)展水平，減少社會經(jīng)濟發(fā)展負擔(dān)。因此，加強健康人力資本投資將會帶來豐厚的回報，加強健康人力資本投資有著重要的經(jīng)濟意義。

與此同時，勞動力市場存在的歧視問題也應(yīng)該要引起足夠的重視，不僅是性別歧視等被大眾所熟知的歧視問題，還有外貌歧視等隱性歧視問題都值得研究者以及政府的大量關(guān)注。只有通過政府的調(diào)控，通過教育改變?nèi)藗兊乃枷?，才能最終解決歧視問題，使市場得以更好地發(fā)揮作用。

參考文獻：

[1]Heckman JJ.， Lochner L.and P.E.Todd.（ 2003）， Fifty Yearsof Mincer Earnings Regressions. IZA Discussion Paper No. 775

[2]王鵬，劉國恩.健康人力資本與性別工資差異[J].南方經(jīng)濟，2010， 28（9）：73-84.

[3]Schultz， T.P.（ 2002）， Wage Gains Associated with Heightas aform of Health Human Capital. The American EconomicReview. 92（ 2）： 349- 353.

[4]Strauss， J.and Thomas， D.（ 1998），Health，Nutrition andEconomic Development. Journal of Economic Literature. 36，

766-817

[5]高文書，健康人力資本投資、身高與工資報酬——對12城市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國人口科學(xué)，2009（3）：76-112

[6]Persico N， Postlewaite A，Dan S The Effect of AdolescentExperience on Labor Market Outcomes： The Case of Height[J]Journal of Political Economy， 2004， 112（5）：1019-1053.

[7]齊良書，劉嵐.中國勞動力市場上的工作時間及其戶籍差距[J]經(jīng)濟學(xué)家，2019（11）：45-54.

[8]王美艷中國城市勞動力市場上的性別工資差異[J].經(jīng)濟研究，2005（12）：35-44

[9]孫婧芳.城市勞動力市場中戶籍歧視的變化：農(nóng)民工的就業(yè)與工資經(jīng)濟研究[J]2017（ 8）：171-186

[10]江求川，張克中.中國勞動力市場中的“美貌經(jīng)濟學(xué)”：身材重要嗎？[J]經(jīng)濟學(xué)（季刊），2013， 12（3）：983-1006

[11]劉一鵬，鄭元，張川川.長得好有高收入？——中國勞動力市場的相貌歧視問題研究[J]經(jīng)濟評論，2016（05）：83-95.

[12] Harper B.Beauty， Stature and the Labour Market：ABritish Cohort Study[J] Oxford Bulletin of Economics&Statistics，2000， 62（s1）：771-800

[13] Kuhn P，Shen K Gender Discrimination in Job Ads：Theory and Evidence[J]. Social Science Electronic Publishing， 2010

[14]譚遠發(fā)父母政治資本如何影響子女工資溢價：“拼爹”還是“拼搏”管理世[J].2015（3）：22-33

[15] Baker， MJ.and Jacobsen， J.P.（2007），Marriage，Specialisation and the Gender Division of Labor. Journal of LaborEconomics. 25， 763- 793.

[16]葛玉好，趙媛媛.中國性別工資差距實證研究綜述.婦女研究論叢[J]. 2010（6）87-93

[17]陳祎，劉陽陽.勞動合同對于進城務(wù)工人員收入影響的有效性分析.經(jīng)濟學(xué)（季刊）[J].2010（2）687-712

[18] Appleton S，Song L，Xia Q. Has China crossed the river？The evolution of wage structure in urban China during reform andretrenchment[J]. Journal of Comparative Economics， 2005，33（4）：644-663.

[19]吳賈，姚先國，張俊森.城鄉(xiāng)戶籍歧視是否趨于止步——來自改革進程中的經(jīng)驗證據(jù)：1989-2011經(jīng)濟研究[J].2015（11）：148-160

[20] Hubler O.（ 2006），The Nonlinear Link between Heightand Wages： An Empirical Investigation. Discussion Paper of Institutefor the Study of Labor.No.2394