人力资本的提升能改善消费不平等现象，影响家庭消费水平 [ 13 ] ，促进文化消费升级 [ 14 ] 。非认知能力作为一种重要的人力资本，可以通过改变消费者感知、处理和评估信息的方式来影响消费者的选择 [ 15 ] 。

邓士昌和高隽(2015)采用问卷调查的形式，考察非认知能力对冲动消费的影响，结果表明：在外向性、神经质、开放性等非认知能力的子维度上得分更高的个体往往更容易发生冲动消费行为 [ 16 ] 。Good M C和Hyman (2020)则通过实验发现，拥有宜人性、外向性更高的个体更容易为享乐/服务型产品买单 [ 17 ] 。旅游产品是典型的享乐/服务型产品，因此，可以推测高宜人性和高外向性的个体进行旅游消费的意愿也更高。

在进行旅游消费时，非认知能力可以通过影响旅游感知、旅游行为和旅游偏好等进一步影响旅游消费支出的金额。在旅游感知方面，宜人性与尽责性显著正向影响对旅游目的地的满意度与忠诚度，这表明，拥有积极情绪管理能力的个体可能更容易体会到旅游的乐趣，从而达到刺激旅游消费的作用 [ 18 ] 。在旅游行为方面个体在情绪稳定性、尽责性、宜人性、开放性等维度的得分会显著积极影响旅游者的亲生态行为 [ 19 ] 。在旅游偏好方面，非认知能力更高的个体往往更加乐观积极，而积极情绪状态下的个体愿意为旅游花费的金钱更高 [ 20 ] [ 21 ] 。

由于旅游感知、旅游行为、旅游偏好等是影响旅游消费行为的重要内在因素 [ 4 ] [ 22 ] ，因此这些研究为非认知能力与旅游消费建立了连接，并且从中可以推断出非认知能力对旅游消费的影响是正向的。以往的研究往往聚焦于不同的非认知能力子指标对消费或旅游的影响差异，缺少将非认知能力视为统一的能力指标探讨其对旅游消费影响的研究，且目前仍没有研究直接构建起综合的非认知能力与旅游消费之间的关联。

家庭财务决策人的非认知能力影响着家庭的消费理念与财务决策水平，家庭财务决策人的非认知能力提高有助于家庭消费升级与家庭消费结构的优化 [ 23 ] ，并通过以下两个路径提升家庭旅游消费。

第一，非认知能力通过提升家庭经济预期促进家庭旅游消费。一方面，非认知能力较强的个体，往往抗压能力、风险承担能力以及自我调节能力都更强，且更加积极乐观，对未来的经济状况会更有信心，因此更乐于为旅游项目付费 [ 24 ] [ 25 ] [ 26 ] ；另一方面，根据经济学中的“持久收入假说”，影响消费者消费行为的主要因素是其永久收入，即能够预期到的未来长期收入 [ 14 ] 。非认知能力可以通过影响教育获得和职业筛选机制调整家庭收入结构，例如对工资收入产生促进作用 [ 11 ] [ 27 ] ，工资性收入相对稳定且可预见，是持久性收入的重要来源，能够降低居民对收入的不确定性预期从而刺激居民增加旅游消费 [ 28 ] [ 29 ] 。因此，非认知能力更高的个体，对家庭未来的经济预期往往更高，从而更积极地进行家庭旅游消费。

第二，非认知能力通过促进家庭社会资本累积促进家庭旅游消费。社会资本是个体从社会或群体间的人际关系、机构等中获取的非经济类财富，可作为家庭经济行为的辅助性因素，可以为旅游消费提供物质保障 [ 5 ] [ 13 ] 。非认知能力更高的个体往往人际交往能力较强情绪也更为稳定，因此，拥有较高非认知能力的家庭财务决策人能有效促进家庭社会资本的积累，进而刺激家庭旅游需求 [ 7 ] 。

本文的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查2018年调查问卷。这是一项面向中国城乡家庭的全国性大规模社会跟踪调查项目，样本量大且覆盖面广。问卷调查内容涵盖了家庭财务决策人个人特征、家庭经济特征、家庭基本特征、个体的非认知能力等多个方面，为本文的实证研究提供了数据支撑。2018年的数据共涉及31个省、自治区和直辖市、2611个社区、15,051户城乡家庭和37,354个个体。基于本文的研究目标，利用stata 17对样本进行了筛选、清理与合并，剔除掉“拒绝回答”、“不适用”、“不知道”和缺失值等信息，最终得到基准回归的有效家庭样本为10,745个。

因变量：家庭旅游消费，包括家庭旅游意愿和家庭旅游支出两个维度。本文基于CFPS 2018问卷，根据“过去12个月，您家的旅游支出是多少？”这一问题构造了两组因变量，即连续变量家庭旅游支出对数¹与虚拟变量家庭是否出游，以更全面地探究非认知能力对家庭旅游消费的影响。

自变量：非认知能力。本文基于CFPS 2018问卷和《中国大五人格问卷》 [ 30 ] ，从5个维度对非认知能力进行测量，共16个子指标、24个问题 [ 11 ] [ 30 ] (具体见表1)。由于非认知能力评价指标所涉及的CFPS中的问题分值有两类，所以需要对所有的问题数据进行标准化处理，便于后期进行加总，标准化后各个子指标均值为0，标准差为1，赋值越大，相应维度的非认知能力得分越高。接着对标准化后的子指标进行加总平均，可以求出5个维度的非认知能力得分。

表1. 非认知能力的测量指标

在此基础上，考虑到非认知能力的5个维度指标两两之间的相关性较弱²，因此直接对5个维度进行加总平均合成非认知能力的总指标，以探讨非认知能力对家庭旅游消费的影响。

控制变量：为了避免遗漏变量问题，本文尽量控制了影响中国城乡居民家庭旅游消费的其他相关变量。回顾以往关于旅游消费影响因素的研究，选取了以下三类控制变量：第一，家庭财务决策人个人特征，包括：性别、年龄、婚姻状况、受教育年限、工作状态、健康水平；第二，家庭经济特征，包括：家庭年收入对数、家庭所有贷款对数、房产类型；第三，家庭基本特征，包括：户口、所处地区、家庭人口数量等相关变量 [ 1 ] [ 2 ] [ 31 ] 。表2和表3分别给出了样本全部变量的具体取值定义和描述性统计。

T检验结果显示，过去一年有旅游支出的家庭其家庭财务决策人的非认知能力显著高于过去一年无旅游支出的家庭，因此我们可以初步得出家庭财务决策人的非认知能力越高的家庭越容易出游的推测，但这一结果仍需要更严谨的检验。

表2. 变量的定义

表3. 变量的描述性统计

注：T检验结果分别以^*、^**和^***代表10%、5%和1%的显著性水平。

由于CFPS数据库中存在着由于数据缺失而无法进入回归过程的另一部分家庭样本，无法确定该数据缺失是随机发生的，由此可能导致的样本选择偏误问题。基于此，本文采用Heckman的样本选择模型进行两步估计(Two-step estimation)来克服样本选择偏误问题。首先，建立一个基于理论的概率模型，并对整体样本进行Probit回归，得到对样本中所有个体的事件发生的概率拟合值；再将该拟合值加入到回归模型中，以减小样本选择偏误导致的估计偏差。Heckman第一阶段选择方程(Probit selection equation)如下：

p r o b ( F a m _ t r a v e l i = 1 ) = φ ( α 1 + ∑ i = 1 n β i X i + β 1 A b i l i t y i + ε 1 i ) (1)

第一阶段的选择方程(1)式中，以“过去一年受访家庭是否出游”为被解释变量； ϕ ( ⋅ ) 是累积的正态分布函数；α₁是常数项；X_i是除非认知能力外影响样本家庭出游的n个因素，β_i是相应的待估参数；Ability_i表示第i个家庭家庭财务决策人的非认知能力得分，β₁是相应的待估参数，表示在控制其它因素不变的情况下，家庭财务决策人的非认知能力对家庭旅游意愿的影响系数； 为随机扰动项，依据本公式对所有样本进行Probit估计。

其中， F a m _ t r a v e l i = 1 表示过去的一年受访家庭有旅游支出， F a m _ t r a v e l i = 0 表示过去的一年家庭没有旅游支出即并未出游。

在通过Probit模型计算出每一个样本家庭的“过去一年受访家庭出游”的倾向之后，可以得到第二阶段的转换比率l以修正第二阶段的选择性偏误。转换公式为：

λ = ϕ ( z i γ / σ 0 ) φ ( z i γ / σ 0 ) (2)

其中， ϕ ( z i γ / σ 0 ) 为标准正态分布的密度函数， φ ( z i γ / σ 0 ) 为相应的累计分布函数。

接下来利用OLS方法考察非认知能力对家庭旅游支出的影响，并把(2)式中求出的转换比率l引入模型，以修正样本选择偏误问题。因此，Heckman第二阶段修正公式如下：

ln ( T r a v e l _ exp i ) = α 2 + β 2 A b i l i t y i + γ 1 X i + θ + ε 2 i (3)

在(3)式中，被解释变量 ln ( T r a v e l _ exp i ) )是第i个受访家庭过去一年旅游支出的自然对数；Ability_i表示第i个家庭家庭财务决策人的非认知能力得分；X_i为一组影响家庭旅游支出的控制变量；θ是转化比率λ的影响系数即样本选择偏误的影响系数；α₂和β₂是在控制样本选择偏误前提下待估参数的向量；ε_2i是在控制样本选择偏误前提下的随机扰动项。

β₂表示在控制其它因素不变的情况下，家庭财务决策人的非认知能力对家庭旅游支出对数的影响系数。通过回归估计，可以得到这一系数的估计值及显著性。

为了更加全面地探讨非认知能力对家庭旅游消费的影响，且得到更加稳健的回归结果，本文采用了四个模型进行主效应检验，其中模型1是利用OLS回归模型做基准回归分析³，列(1)考察了全样本家庭，列(2)仅加入了有旅游支出的家庭以单独考察非认知能力对家庭旅游支出的影响；模型2是Logit模型，考察非认知能力对家庭旅游意愿的影响；模型3是利用Heckman两阶段模型进行的回归检验分析，选择方程考察非认知能力对家庭旅游意愿的影响，回归方程考察非认知能力对家庭旅游支出的影响；为进一步保证分析结果的稳健性，在模型4中，本文通过缩尾法剔除自变量，即删去家庭财务决策人非认知能力数据中的前2.5%最大值和后2.5%最小值样本进行重新检验。经验证，模型3与模型4中的Inverse Mills Ratios (IMR)在1%置信水平上显著不为零，适合采用Heckman两阶段模型进行计量分析。主效应检验结果见表4。

表4. 基准模型的回归结果

注：经检验，回归结果不会受多重共线性问题干扰；括号内为z统计量，分别以^*、^**和^***代表10%、5%和1%的显著性水平，下同。

由上表的估计结果可知，在其他条件相同的前提下，非认知能力对家庭旅游意愿和家庭旅游支出的影响均在1%的水平上显著为正，且结果具有一定稳健性，说明家庭财务决策人的非认知能力的提高既能激发中国居民家庭外出旅游的意愿和信心，也能刺激居民出游后的支出，是影响中国城乡居民家庭旅游消费的重要因素。

家庭财务决策人的非认知能力对家庭旅游消费的影响，在不同特征的家庭中可能存在异质性影响。鉴于此，本文通过Heckman两阶段模型分别从家庭年收入、家庭财务决策人受教育年限、家庭财务决策人性别等三个方面来探究非认知能力对家庭旅游消费影响的潜在异质性，检验结果见表5。

表5. 异质性检验结果

第一，家庭年收入。家庭经济条件是影响家庭旅游消费的重要因素，非认知能力对家庭旅游消费的影响在不同收入水平之间的家庭可能存在差异。本文参照王明康和刘彦平(2021)的做法，将家庭年收入从低到高排序，按照20%、60%与20%的比例分别划分为低收入群体、中等收入群体与高收入家庭。估计结果显示，只有中收入组和高收入组家庭的家庭财务决策人的非认知能力能显著正向影响家庭旅游消费，低收入组家庭不受影响。这可能是因为旅游消费品属于高层次享受型产品，非认知能力主要通过促进社会资本累积和提高居民对未来的经济预期等方式促进家庭旅游消费，这样的影响机制需要建立在一定经济基础之上 [ 32 ] ，因此非认知能力对家庭旅游消费的影响在中高收入群体中的影响更加突出。结合中国国情，中等收入的家庭占大多数，高收入的家庭旅游消费能力强，因此提高中国居民的非认知能力可以有效促进经济内循环，具有极大的经济潜力。而当家庭过于贫困时，即使家庭财务决策人的非认知能力较高，未来的经济潜力较大，但当下的经济基础仍然不支持其出游或在出游后产生过高的消费。因此，对于低收入群体，相比于提高其非认知能力，帮助其实现脱贫更能有效促进其高质量消费。

第二，家庭财务决策人的受教育年限。本文把家庭财务决策人受教育程度依据年限划分为三个等级：初中及以下文化程度(≤9年)、高中文化程度(>9年 & ≤12年)和大专及以上文化程度(≥13年)。估计结果显示，非认知能力对家庭旅游消费的促进作用仅在家庭财务决策人受教育程度为高中及以下的家庭中显著，且在高中文化程度的家庭财务决策人家庭中更为明显；在家庭财务决策人受教育程度为大专及以上的家庭中，非认知能力对家庭旅游消费有正向效应但不显著。这可能是因为非认知能力具有一定的社会资本累积效应，可以补偿家庭财务决策人的教育劣势，使其对家庭未来的经济状况持有更乐观的态度，从而更乐于进行家庭旅游消费。而对于受教育程度为大专及以上的家庭财务决策人，其在社会中存在一定的教育优势，教育优势已经为其带来一定的社会资本积累，社会资本累积效应对教育的补偿作用有限，因此家庭财务决策人非认知能力的提高不能显著促进家庭旅游消费。截止至2018年，中国的九年义务教育制度自1986年起已执行32年，低文化程度的家庭财务决策人可能本身综合条件较差，难以支持其完成更高程度的教育。文化程度较低的家庭财务决策人往往对旅游活动的认知有限，更加传统和保守，容易认为旅游是一种“华而不实”的活动，且在出游时遇到的各类障碍越多(例如：交流障碍、工具障碍、行动障碍等等)，但受教育程度达到高中水平的家庭财务决策人，其受教育水平可以让其更好地解决出游时遇到的各类障碍，观念也更加开放，因此家庭财务决策人非认知能力的提高对中等文化程度家庭财务决策人的家庭旅游消费的促进作用更强。

第三，性别。近年来，随着中国女性地位的提升，中国城乡居民家庭中女性家庭财务决策人的比例也大大提升，在本文的全样本家庭中，女性家庭财务决策人的比例也达到了48.24%，因此研究家庭财务决策人在家庭旅游消费中的性别差异具有很大的现实意义。异质性检验结果显示，无论是男性家庭财务决策人家庭还是女性家庭财务决策人家庭，非认知能力对家庭旅游消费的正向影响均显著；无论是对家庭旅游意愿还是家庭旅游支出，非认知能力的提高对女性家庭财务决策人家庭中促进作用都更强。

本文认为家庭财务决策人的非认知能力可能通过提升家庭经济预期和促进家庭社会资本累积两条路径影响家庭旅游消费。但是，受限于CFPS 2018数据库的局限性，本文仅实证检验社会资本累积效应在非认知能力与家庭旅游消费之间的中介作用。本文参考徐思琪和吴志才(2021)的做法，将家庭每月邮电通信费和人情礼支出加总后取对数生成社会资本变量，并采用Bootstrap方法进行验证，抽取5000个Bootstrap样本进行95%的置信区间估计，以探讨社会资本效应在非认知能力和家庭旅游消费之间的中介效应，检验结果见表6。

表6. 中介效应检验结果

由上表可以发现，社会资本在非认知能力与家庭旅游意愿之间的中介效应显著，中介效应占比为20.45%，为部分中介；社会资本在非认知能力与家庭旅游支出之间的中介效应同样显著，中介效应占比为18.91%，同样为部分中介，说明非认知能力对家庭旅游消费的影响过程中还存在着社会资本累积效应以外的影响机制。

在前文的回归中，本文尽可能控制了相关变量，但仍难免有遗漏变量，且本文的大多数变量来自于受访者的自我报告，使得模型可能面临样本选择偏误、反向因果或遗漏变量等内生性问题，可能影响本文回归结果的准确性和可信度。前文的回归已经通过Heckman选择模型解决了样本选择偏误问题，因此本文接下来将主要关注遗漏变量与互为因果的内生性问题的解决。

本文选取了两个工具变量：家庭财务决策人的年阅读量(连续变量)和家庭财务决策人与父母的亲近程度(分类变量，1~5)以解决内生性问题。因为以往的研究表明：父母的养育方式越健康积极非认知能力就越高，而健康的养育方式往往意味着成年之后子女与父母的联系就越密切 [ 33 ] ，同时，阅读课外书籍可以有效提高个体的非认知能力 [ 34 ] 。

因此，本文选取了其中两道表示家庭财务决策人与父母亲近程度的问题：“过去6个月，您与您的母亲关系如何”、“过去6个月，您与您的父亲关系如何”，受访者对这两个问题进行打分，分值在1到5之间，1代表非常不亲近，5代表非常亲近，然后两个问题分值加总平均可以得到变量“与父母的亲近程度”，对于父母中有一方已经去世的受访者仅取与未去世一方父亲或母亲的亲近程度。并且选取了一道表示家庭财务决策人年阅读量的问题：“过去12个月，不包括以工作和考试为目的的阅读，总共读完多少本书？”，受访者对这个问题进行回答，取值为具体整数数值。

经过Heckman回归检验，两个工具变量均与家庭旅游消费无显著关系⁴，满足工具变量的外生性条件。为克服非认知能力对家庭旅游意愿与家庭旅游支出的内生性问题，本文分别使用工具变量Probit (IV-Probit)模型和两阶段最小二乘估计(2SLS)进行检验，以获得更为准确的回归结果，工具变量回归及检验结果见表7。

检验结果显示，一阶段F检验统计值为46.65，满足大于10的经验法则，可排除弱工具变量问题；Sargan统计量的P值大于0.1说明不存在过度识别问题，工具变量的选择合理。家庭财务决策人的年阅读数量和家庭财务决策人与父母的亲近程度均显著正向影响家庭财务决策人的非认知能力，两个工具变量均符合内生性条件。

表7. 工具变量检验

由上表可知，在使用工具变量解决内生性问题后，非认知能力对家庭旅游消费依旧有显著的正向促进作用，与前文的回归分析结论相同。另外，IV-Probit模型的系数估计值为0.24，大于Heckman模型第一阶段的估计值0.18，2SLS模型第二阶段的系数估计值为1.99大于Heckman第二阶段的0.49，说明非认知能力对家庭旅游消费的正向影响是稳健可靠的，但存在一定程度的低估。