个体的外貌受遗传、营养状况、睡眠质量、心理等多种因素的综合影响[1-2]，体育锻炼对改善外貌也可能有重要作用，但是针对体育锻炼与外貌之间的相关关系的实证研究相对较少，对体育锻炼改善外貌的机制也并未进行系统探讨。目前的相关研究大多聚焦于体育锻炼对身体意象的影响[3-5]。身体意象作为一种从多个维度进行的心理建构，指的是个体对自身身体的主观感知与评价，其形成受情绪、自尊水平、自身掌握的医学知识等多种因素的影响。尽管身体意象涉及对外貌的主观评价，但是其本质属于心理范畴，与本研究关注的、基于调查员评价的客观外貌存在概念差异。此外，也有研究基于大型社会调查，使用横截面数据探讨了体育锻炼与他人评价外貌的关联[6]，但该横切面研究在因果推断上存在局限。相较于基于面板数据的固定效应模型，横切面研究无法控制如人体生理结构、遗传特征等个体固有的、不随时间变化的异质性特征。同时，又因外貌取决于个体特质，所以忽视对这些潜在因素的控制，将会降低研究结果的因果关系解释效力。鉴于以上，为了避免受上述潜在因素的影响，本研究使用了面板数据，同时控制了个体效应与时间效应，从而可以更为精准地识别体育锻炼对外貌产生的效应。具体来说，本研究基于中国家庭追踪调查（CFPS） ①的3次调查数据，构建了双向固定效应模型。该模型控制了不随时间变化的个体特征及各次调查中对所有受访者普遍产生影响的时间因素，旨在更客观地评估由调查员评价体育锻炼影响外貌产生的效应。基于以上，本研究进一步探究体育锻炼影响外貌的异质性和体育锻炼影响外貌的潜在机制。
1 文献综述与研究假设
1.1 外貌的定义及评价方式
外貌通常是指个体在面容、体型、体态等方面所呈现的外在特征。具体而言，个体的面部结构、皮肤状况、体型、体态，以及表现出来的气质，都是构成外貌的重要因素。外貌的评价标准深刻植根于审美取向之中。尽管不同历史文化背景下的审美标准存在一定差异，但在历史文化背景相似的人群中，这一标准往往具有较高的一致性，并且在短期内难以发生显著变化。这种在相同历史文化背景下形成的审美共识，为探究外貌相关问题提供了重要的理论基础与实践依据[7]。
在现有文献的研究中，主要使用以下3种方法获取外貌的评价信息。第1种方法是受访者对自己的外貌进行自我评价，这种评价方式的优点是易于开展，调查成本低，并且适宜较大的样本量，但是自我评价主要是受访者对自身外貌的主观评价，涉及自我感知等心理学范畴的概念，因而在概念层面与本研究所关注的客观外貌存在差异。第2种方法是实验法，主要由专业人员对研究对象的照片从人体生理结构、审美文化等多个维度进行评分（或者进行多轮匿名评价），从而获得更为客观的外貌评价数据[8-9]，但是这种方法调查成本高，而且这些数据大多产生于研究机构，不容易获取。第3种方法是从包含受访者外貌评价的大型社会调查的结果中获取数据。例如，在美国就业质量调查[10]、美国全国青少年健康纵向研究[11]、德国综合社会调查[12]等大型社会调查中都包括身体吸引力评价。与前2种方法相比，这种方法既容易获得较大样本量的数据，又能得到相对客观的外貌评价数据。因此，这种来自大规模社会调查的受访者外貌评价数据被相关研究大量使用[11,13 -15]。本研究使用第3种方法选取了中国家庭追踪调查中的调查员对受访者外貌的评分，以此量化评价受访者的外貌。
1.2 研究假设
体育锻炼作为促进健康的一种有效手段可能对外貌产生积极影响。从生理层面分析，运动能促进人体全身血液循环，为皮肤输送充足的氧气与营养物质，并有助于加速代谢。这一过程有利于改善皮肤状况，具体体现为增强皮肤弹性、增加皮肤光泽度，能从面部特征上直接提升个体的美感[16-17]。从形态学而言，体育锻炼是塑造健美体型的重要手段。例如：力量训练能增加肌肉围度，塑造更为优美的肌肉线条[18]；有氧运动能有效调节体脂率，以避免肥胖。此外，长期规律的运动可以改善颈前倾等不良体态[19]，使个体拥有更为挺拔的身姿。这些使身体由内而外、从局部到整体发生的积极变化，最终将产生协同作用，外化为一种更具活力与更健美的整体外貌，并被观察者所感知。由此提出假设1：体育锻炼有助于改善外貌。
如果前述研究假设成立，那么将进一步探讨体育锻炼影响外貌的内在机制，鉴于既有研究对此尚未充分展开分析，所以笔者假设，体育锻炼可能通过改善自评身体健康而改善外貌。自评身体健康是评价个体健康状况的综合性指标，有学者认为其不仅能在一定程度上反映个体的生理健康状况，还能反映个体对自身健康状况的主观评价[20]。规律地进行体育锻炼的个体通常能亲身感受到一系列积极的生理反应，如睡眠质量的改善、肌肉力量的增大、疾病发生率的下降等。这些身体变化能显著提升个体的健康效能感，从而进一步促进其对自身健康状况形成积极评价。而个体形成良好的自评健康状况通常其又会拥有更匀称的体形，这是影响外貌评价的重要因素。由此提出假设2：自评健康在体育锻炼影响外貌时起中介作用。
除了上述路径以外，个体进行体育锻炼还可能会增加心理资本，进而对外貌产生积极影响。心理资本是一种能促进个体积极发展自身的心理资源，主要包括自信、乐观、坚韧等心理特质[21]。具备较高心理资本水平的个体，通常在面对挑战和压力时表现出更强的自我调节能力和积极的情绪反应。例如，已有研究表明，积极的面部表情与挺拔的体态会显著影响他人对外貌的主观评价。如微笑能提升个体被感知的友善度和社交吸引力[22]，而挺拔的体态经常被认为是支配欲强的象征[23]。此外，大量实证研究表明，体育锻炼在促进心理资本形成方面具有积极作用。个体规律地进行体育锻炼不仅能提升自我效能感，而且还能促进积极情绪的形成与持续[24-25]。由此提出假设3：心理资本在体育锻炼影响外貌时起中介作用。
2 研究方法
2.1 数据来源
本研究的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心于2014年、2016年与2018年分别实施的中国家庭追踪调查（CFPS）的3次非平衡面板数据。由于该调查自 2018 年以后主要以线上调查方式进行，而外貌评分需要由调查员在入户访问过程中完成，所以 2018 年之后的多数样本未包含外貌相关信息。鉴于此，笔者主要对 2014—2018 年的3次调查数据进行分析。由于年龄可能会影响外貌，为了确保样本同质性，本研究将样本年龄限定在16~80岁，依据该年龄范围最终选取了2018年调查的22 650位受访者、2016年调查的22 315位受访者、2014年调查的28 016位受访者作为样本，共计72 981人。
此外，为了检验研究结论的稳健性，本研究进一步使用2014—2022年的5次中国家庭追踪调查的非平衡面板数据进行稳健性分析。尽管 2020 年与 2022 年的调查主要采用线上访问方式，使得可用样本量相对有限，但是纳入更长时间跨度的数据有助于验证主要结果在不同调查阶段和样本结构下的一致性与稳健性。稳健性检验结果见3.2部分。
2.2 变量的量化
2.2.1 被解释变量：外貌
2.2.2 核心解释变量：体育锻炼
此外，在稳健性检验时，笔者进一步以“每日体育锻炼时间”作为变量对基准结果进行验证。中国家庭追踪调查的3次调查（2014—2018年）均要求受访者说出过去一周内进行体育锻炼的总时长。笔者据此计算受访者的日均体育锻炼时间，并将其划分为4个等级。该4个等级为：受访者过去一周内未进行体育锻炼，赋值为0；日均体育锻炼时间为0~30 min，赋值为1；日均体育锻炼时间为31~60 min，赋值为2；日均体育锻炼时间超过60 min，赋值为3。
2.2.3 中介变量
基于上述理论分析，自评健康与心理资本可能在体育锻炼影响外貌时产生中介作用。
1）自评健康的量化。笔者参考相关研究[32-33]，并结合中国家庭追踪调查的数据，将“自评健康状况”和“自评健康状况变化”2个变量作为自评健康的代理变量。具体量化如下：“自评健康状况”的量化主要是将中国家庭追踪调查问卷中的题项（您认为自己的健康状况如何）的选项，按照“非常健康”“很健康”“比较健康”“一般”“不健康”依次赋值为5分、4分、3分、2分、1分，分值越高表示自评健康状况越好；“自评健康状况变化”的量化主要是将中国家庭追踪调查问卷中的题项（您觉得自己的健康状况与一年前相比如何）的选项，按照“更好”“没有变化”“更差”依次赋值为3分、2分、1分，分值越高表示自评健康状况变化相较前一年越明显。
2）心理资本的量化。笔者借鉴相关文献[34-35]，并基于中国家庭追踪调查数据的可得性，将“生活满意度”和“对未来有信心”作为心理资本的代理变量。具体量化如下。“对未来有信心”的量化主要依据中国家庭追踪调查问卷中的题项（您对未来的信心程度）的5个选项——“很没信心”“比较没信心”“一般”“比较有信心”“很有信心”进行，将以上5个选项依次赋值为1分、2分、3分、4分、5分，得分越高表明心理资本水平越高。同样，“生活满意度”的量化也是依据中国家庭追踪调查问卷中的题项（您对目前生活的满意度）的选项——“很不满意”“比较不满意”“一般”“比较满意”“很满意”进行，将以上5个选项依次赋值为1分、2分、3分、4分、5分，得分越高表明心理资本水平越高。
2.2.4 控制变量
笔者根据相关文献[6]选取了人口统计学、社会经济、健康状况和地区效应4个维度的控制变量，以有效排除潜在的影响因素，更为准确地评估体育锻炼的净效应。其中：人口统计学方面的控制变量包括年龄（16~80岁）、性别(男=1，女=0)、居住地(城镇=1，农村=0)与婚姻状况(已婚=1，未婚=0)；社会经济方面的控制变量包括受教育程度(文盲=1，小学=2，初中=3，高中=4，大专=5，本科=6，硕士=7，博士=8)与家庭经济状况（家庭人均纯收入的对数）；健康状况方面的控制变量包括BMI指数 ②与吸烟(吸烟=1，不吸烟=0)；地区效应则划分为东部地区、中部地区、西部地区和东北地区，并按照虚拟变量处理。以上描述性统计结果见表1。
表1 变量定义和描述性统计结果 |
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注：1）连续变量以均值与标准差（括号中数值）呈现，分类变量以频数与占比（括号中数值）呈现； 2）为了便于后续分析，将自评健康状况变化视为连续变量。 |
2.3 模型构建与实证方法
1) 双向固定效应模型。本研究构建了双向固定效应模型，以此量化评估体育锻炼对外貌的影响。该模型如下。
Aitj=a+β1Eitj+β2 C+μ+Y+P+ε
式中：Aitj表示居住于j地区的某人i在t年的外貌得分；Eitj表示居住于j地区的某人i在t年的体育锻炼情况；C表示控制变量；a表示截距；β1和β2分别依次表示体育锻炼和控制变量的系数；μ、Y与P分别依次表示个体固定效应、年份固定效应和地区固定效应；ε表示随机误差项。除了固定效应模型以外，本研究还在基准回归分析时提供了混合回归的结果，但该分析方法可能会忽略个体间不可观测的特征，所以该分析方法得出的结果仅供参考。
2)鉴于受访者的外貌评分可能会受调查员的主观因素影响，所以进一步对体育锻炼影响个体外貌评分的基准回归分析结果进行了稳健性检验。方法为替换变量、控制调查员效应、使用中国家庭追踪调查（ 2014—2022年）的非平衡面板数据。
首先，鉴于参与3次中国家庭追踪调查的调查员构成存在较大差异，并且对受访者外貌的评分标准也不一致，所以笔者为了解决评价误差，取了3次调查评分的均值。由于固定效应模型无法评估不随时间变化的变量，所以基于2018年的横截面数据进行分析。
其次，借鉴已有研究的做法[36]，笔者将初始外貌评分（1~7分）重新划分为“一般外貌”（1~5分）、“较好外貌”（6分）和“最佳外貌”（7分）3个类别，以进一步减少调查员的主观因素对外貌评分结果的影响。
再其次，为了控制调查员潜在的主观效应，笔者在模型中增加了调查员编码，并按照虚拟变量处理，以有效控制调查员固定效应，从而更为精准地识别体育锻炼对外貌的影响。与此同时，为了更深入地分析体育锻炼对外貌的影响，笔者以“每日体育锻炼时间”这一变量替代原有的二元变量（是否进行体育锻炼），并将其划分为“0 min”“1~30 min”“31~60 min”及“61 min以上”4个时段，以探究不同的体育锻炼时长对外貌的差异化影响。
最后，鉴于中国家庭追踪调查自2018年后逐步转向以线上调查为主，而外貌评分仅在面对面访问时进行，导致2020—2022年的外貌评分数据较为有限，但是为了验证研究结论在更长时间跨度下的稳健性，本研究进一步对5次中国家庭追踪调查（2014—2022年）的相关数据进行了扩展性检验。
3) 为了探究体育锻炼影响外貌时的异质性，笔者将样本按照性别（男、女）、居住地（城市、农村）及年龄（16~30岁、31~45岁、46~60岁、61~80岁）进行了分组，分别进行回归分析，以检验不同人群的效应差异。
4) 为了揭示体育锻炼影响外貌的潜在机制，本研究根据温忠麟和叶宝娟[37]提出的逐步回归法，将自评健康状况和自评健康状况变化作为自评健康的代理变量，将生活满意度与对未来有信心作为心理资本的代理变量，分别检验其在体育锻炼影响外貌时的中介效应。模型设定如下。
M=a+β3Eitj+β4C+μ+Y+P+ε
Aitj=a+β5Eitj+β6M+β7C+μ+Y+P+ε
式中：M为中介变量，表示自评健康状况、自评健康变化、生活满意度和对未来有信心，其余变量含义与式（1）相同。
3 研究结果
3.1 基准回归分析
表2的结果表明，在逐步代入控制变量的情况下，体育锻炼对外貌均产生了显著的正向影响。由此证实了假设1。
表2 体育锻炼影响外貌评分的基准回归分析结果 |
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注：1）1)表示 p<0.001, 2)表示p<0.01, 3)表示p<0.05，括号内为标准误差，下表同，由于性别不随时间变化，在双向固定效应模型中无法估计，回归系数以“-”表示； 2）“是”表示控制该变量，“否”表示不控制该变量，下表同； 3）模型（1）仅代入核心自变量——体育锻炼，模型（2）在模型（1）基础上代入人口统计学特征变量，模型（3）进一步控制社会经济特征变量，模型（4）在控制变量的基础上，同时代入健康状况特征变量与地区特征变量，模型5为混合模型的运算结果，由于该模型无法控制不可观测的个体固定效应与年份固定效应，其结果仅作为对比参考使用。 |
从控制变量来看，年龄的双向固定效应模型分析结果不具有统计学意义上的显著性（p>0.05），而年龄的混合模型分析结果则具有显著性（p<0.001）③ 。该差异表明，双向固定效应模型的估计结果与混合模型的估计结果不一致，可能是年份固定效应产生了影响。此外，分析结果还表明，居住于城镇的受访者的外貌评分与居住于农村的受访者的外貌评分差异显著，受教育程度和家庭经济状况对外貌评分的影响均显著，但是并未发现体重指数和吸烟行为对外貌评分有显著影响。
3.2 稳健性检验
3.2.1 检验方法
运用以下5种方法进行稳健性检验。
1）鉴于参与3次中国家庭追踪调查的调查员并不相同，所以取3次调查结果中的外貌评分均值更能反映受访者的真实外貌。由于双向固定效应模型无法对不随时间变化而变化的变量进行分析，所以使用了2018年的横截面数据，并将受访者在2014年、2016年和2018年的3次调查结果中的外貌评分的平均值作为替代性变量，以减少评分者主观偏差对研究结果可能产生的影响。
2）为了进一步减少调查员评分标准差异产生的影响，参照已有研究的做法，将初始外貌评分划分为3个等级，即将中国家庭追踪调查的初始外貌评分中的1~5分界定为“一般外貌”，6分界定为“较好外貌”，7分界定为“最佳外貌”，以减少调查员之间评分标准差异可能产生的偏差[36]。重新界定后的外貌评分为取值在1~3分的分类变量。已有研究在分析此类变量时，大多是使用有序逻辑回归。也有研究者认为，使用线性模型对有序变量进行量化，并不会在显著性与影响方向上产生明显偏差[38]。因此，本研究使用线性模型对这一有序变量进行测算，并且在后续的中介效应分析中，对变量——自评健康状况变化（同样为1~3的定序变量）也使用线性模型进行量化。
3）尽管调查员评价的外貌相较受访者自评外貌更具客观性，且基准回归模型已增加地区效应，以减少调查员评分标准的异质性，但调查员的主观判断仍可能对外貌评分产生影响。因此，笔者在模型中进一步代入了调查员编码，并作为虚拟变量，以减小调查员主观评价存在的误差，从而更为客观地评估体育锻炼对外貌的影响。
4）为了检验体育锻炼效应的稳健性，以变量——“每日体育锻炼时间”代替“是否参与体育锻炼”的二元变量，并将每日体育锻炼时间分为4个类别，即0 min（不进行体育锻炼）、1~30 min、31~60 min、61 min以上，以分析体育锻炼时长对回归分析结果的影响。
5）为了验证研究结论在更长时间跨度下的稳健性，笔者继续使用中国家庭追踪调查（ 2014—2022年）的5次调查数据进行检验。尽管2020年和2022年的样本量较小，但该扩展性分析有助于检验体育锻炼效应在不同调查阶段的一致性。
3.2.2 稳健性检验结果
1）模型（6）、模型（7）与模型（8）的运算结果表明，无论是以3次调查的外貌评分均值、重新分类后的外貌评分作为替代变量，还是在模型中进一步控制调查员效应，研究结论均显示体育锻炼能显著影响个体的外貌评分。
2）模型（9）的运算结果进一步揭示了体育锻炼时长与外貌评分的相关性（见表3）：相较于完全不进行体育锻炼的受访者，每日体育锻炼时间在31~60 min和61 min以上的受访者，其外貌评分均显著增高，其中,每日体育锻炼时间在61 min以上的受访者的外貌评分增高得非常显著。
表3 体育锻炼影响外貌评分的稳健性检验结果 |
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注：1）模型（6）为混合模型，模型（7）、模型（8）、模型（9）与模型（10）为双向固定效应模型； 2）控制变量包括人口统计学特征变量、社会经济特征变量与自评健康状况特征变量。 |
3）模型（10）的运算结果表明（见表3）：外貌评分受体育锻炼的正向影响显著且稳健，这进一步验证了基准回归分析结论的可靠性。
3.3 异质性分析
3.4 自评健康状况和心理资本的中介效应分析
根据上述分析，本研究对自评健康状况与心理资本在体育锻炼影响外貌时的中介效应进行了检验。其中：自评健康状况包括2个代理变量，即自评健康状况与自评健康状况变化；心理资本则包括生活满意度和对未来有信心2个代理变量。
由表4可知：1）模型（10）和模型（11）为中介变量——自评健康状况的检验结果，该结果显示，受访者通过体育锻炼显著改善了自评健康状况，并且自评健康状况对受访者的外貌有显著的正向影响；2）模型（12）和模型（13）为中介变量——自评健康状况变化的检验结果，该结果表明，受访者通过体育锻炼显著影响了自评健康状况变化，受访者的自评健康状况变化又对其外貌评分产生了显著影响。综上可见，体育锻炼可以通过自评健康状况与自评健康状况变化2个代理变量影响外貌评分，证实了假设2。
表4 自评健康和心理资本在体育锻炼影响外貌时的中介效应分析结果 |
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注：1）自评健康状况、自评健康状况变化、生活满意度与对未来有信心4个变量有极少量的缺失； 2）表2已呈现基准回归分析结果，此处不再呈现。由于中介变量有少量缺失，各个模型样本量略有不同，所以估计结果与基准回归分析结果有差异。 |
由表4还可知：1）模型（14）和模型（15）为中介变量——生活满意度的检验结果，该结果表明，受访者通过体育锻炼显著影响了生活满意度，而生活满意度又显著影响了受访者的外貌；2）模型（16）和模型（17）为中介变量——对未来有信心的检验结果，该结果表明，受访者通过体育锻炼显著影响了对未来的信心，而对未来有信心又会影响其外貌。综上可见，体育锻炼可以通过生活满意度与对未来有信心2个代理变量影响外貌，证实了假设3。
4 讨论
基于中国家庭追踪调查（CFPS）的3次调查数据，本研究构建了双向固定效应模型，实证分析了体育锻炼对受访者外貌的影响。研究结果表明，体育锻炼对受访者外貌具有正向影响。为确保研究结论的可靠性，又通过5种方法进行了稳健性检验，包括使用3次调查的外貌评分均值、对外貌评分重新分类、控制调查员固定效应、对体育锻炼行为进行重新分类以及将所分析数据的调查年份扩展至2022年。稳健性检验结果证实了基准回归分析结果，即体育锻炼正向影响外貌，但是现有文献与本研究采用的由调查员评价外貌的指标不同，较多地从身体意象角度探讨体育锻炼对自评外貌的影响。例如：Appleton发现，为期2周、共6次、每次40 min的体育锻炼能显著改善参与者的身体意象[39]；Leng 等研究者也发现体育锻炼与女性的身体意象正相关，但未发现男性存在类似相关[40]。然而，从身体意象角度评价外貌时主要涉及个体对自身外貌的主观感知，与本研究关注的由调查员评价的外貌指标存在质的区别。Cui等研究者基于横截面数据探讨了体育锻炼对个体被评价外貌的影响，该结果为两者间的正向关联提供了初步依据[6]。本研究提供了进一步的实证支撑，一是基于面板数据，在有效控制了潜在的遗漏变量的基础上证实了体育锻炼会影响外貌，而且还发现，相较于每日体育锻炼时间较短的受访者，每日体育锻炼时长达到61 min以上者，其外貌评分受体育锻炼影响更显著。这可能是因为在一定时间范围内，体育锻炼时长越长越能有效地促进肌肉组织的适应性变化，并同时促进体态的持续改善，从而在人体整体形象上产生更明显的积极影响。
异质性分析进一步揭示了体育锻炼对外貌产生影响的群体差异。本研究分析结果显示，相较于男性受访者和居住于农村的受访者，女性受访者和居住于城镇的受访者的外貌得分受体育锻炼的影响更显著。已有研究也显示，男性和女性进行体育锻炼的动机可能不同，男性的体育锻炼多数以增强力量、追求竞争和挑战为主，而女性的体育锻炼则可能更多地受到体重管理、对外貌关注等外在因素的驱动[41]。这种动机倾向的差异可能促使女性在体育锻炼过程中更注重体型的塑造。此外，居住于城市的受访者相较于居住于农村的受访者，具有更强的健康管理意识，且能享受到更专业的健身指导服务。这些条件使居住于城市的受访者具有了更有利的体育锻炼环境，能更有效地通过体育锻炼影响外貌。因此，居住于城市的受访者通过体育锻炼影响外貌的效果也相对更明显。
体育锻炼与不同年龄段的受访者的外貌评分呈非线性关系。具体来说，体育锻炼对31~45岁受访者的外貌的影响最显著，对46~60岁受访者的外貌的影响显著性与之相近，对61~80岁受访者的外貌的影响显著程度进一步降低，但是对16~30岁受访者的外貌的影响不显著。这一结果可能与不同年龄段的受访者的生理状态差异及体育锻炼需求密切相关。就31~45岁和46~60岁的受访者而言，机体开始或已经进入明显的生理功能变化期，有规律的、持续的体育锻炼不仅有助于预防与年龄相关的肌肉流失，而且也有助于维持相对稳定的体重和皮肤状态[16,42]。就16~30岁的受访者而言，其心肺机能通常处于较高水平，体育锻炼对外貌的影响可能相对有限。而对于61~80岁的受访者，尽管体育锻炼已被证实能有效提高生活质量和延缓部分衰老表征，但是自然衰老过程中的生理变化可能在一定程度上削弱体育锻炼影响外貌的整体效应。
中介效应分析结果表明，体育锻炼通过自评健康状况和心理资本显著影响了外貌。其中，自评健康状况是受访者对自身健康状况的综合评价，能在一定程度上反映受访者的身体健康状况及其对自身身体健康状况的感知。由于外貌在一定程度上是健康状况的外在表征，自评健康状况也可能体现在皮肤状况、体型等外貌的多个指标上。已有研究表明，体育锻炼可以通过改善多项健康指标，进而对外貌产生积极影响。例如，体育锻炼能促进血液循环，改善皮肤的质感[43]，并且有助于塑造更加匀称的体型和纠正不良体态[44-45]。这些生理变化可以对外貌产生积极影响。从心理资本角度而言，体育锻炼还会对个体的心理状况和情绪产生积极影响。例如，长期进行体育锻炼的个体通常会表现出更积极的情绪、更乐观的心态以及更自信[46-47]。这些心理资本也会进一步影响外貌。因此，体育锻炼可以通过心理资本间接影响外貌。
本研究基于面板数据的双向固定效应模型系统探讨了体育锻炼对外貌的影响。需要说明的是，本研究还存在一定的局限。例如，外貌评分由调查员主观评价，尽管进行了多项稳健性检验，评分结果仍可能受主观因素影响。因此，未来的研究应该通过更严格的实验控制，以更客观地评估体育锻炼对外貌产生的影响。
5 结论
1）体育锻炼对受访者的外貌评分有显著的正向影响，每日体育锻炼时长为61 min以上的受访者，其外貌评分受体育锻炼的影响最为显著。
2）异质性分析发现：体育锻炼对外貌的影响在不同受访者群体之间存在显著差异。相较于男性受访者和居住于农村的受访者，女性受访者和居住于城镇的受访者通过体育锻炼对外貌产生的影响更为明显。在年龄维度上，体育锻炼与外貌呈现非线性关系。其中：壮年期受访者（31~45岁）的外貌受体育锻炼的影响最显著，中年期受访者（46~60岁）次之，且与壮年期受访者的外貌受体育锻炼的影响较为相近，而青年期（16~30岁）和老年期（61~80岁）的受访者的外貌受体育锻炼的影响相对较小。
3）中介效应分析结果表明：体育锻炼不仅可以直接影响外貌，还可以通过自评健康状况与心理资本对外貌产生积极影响。
注释：
①中国家庭追踪调查由北京大学中国社会科学调查中心实施，是一项全国性、综合性的社会追踪调查项目，详见其官方网站（https://www.isss.pku.edu.cn/cfps/index.htm）。
②由于2016年的体重指数大量缺失，本研究以2014的体重指数代替2016年的缺失值。
③数据多，篇幅所限，个体固定效应模型的分析结果不呈现。有意向了解者，向该文作者通过电子邮件索要。
