老年人教育參與影響因素模型構建研究
——兼論“參與意愿”的中介效應

2021-12-08 11:18:22李祥敏馬秀峰

終身教育研究 2021年6期

□ 李祥敏，馬秀峰

“健康、參與、保障”是積極老齡化的三大基本特征，積極老齡化著重強調尊重老年群體的尊嚴與權利，將他們視為獨立自主地保持身心健康，參與家庭、社區生活并積極主動地進行學習的群體。當前，老年人教育參與熱情不斷高漲，但參與機會不容樂觀，其參與意愿和參與行為受諸多因素影響。本研究以老年大學學員為研究對象，探索影響老年人教育參與的影響因素，構建老年人教育參與影響因素模型，探尋各種影響因素對老年人教育參與的影響程度，進一步促進老年人教育參與度，進而提高他們的社會參與能力，積極應對人口老齡化的時代需求。

一、老年人教育參與影響因素模型初步確立

老年人教育參與是指老年人作為參與主體，在老年教育機構或社區等組織的老年教育活動過程中，對自己的教育需求、參與動機、參與態度、學習投入程度，對教師、學習內容、學習環境氛圍等因素的評價，以及參與效果的主觀認知和情感體驗。[1]這種參與不僅包括學習參與，還包括教育參與的意愿表達，以及參與過程中具體行為表現。面對人口老齡化的到來，老年教育應破除單純的“享樂”與單一的知識接收等固化模式，幫助老年人通過教育參與提升其社會參與能力，使之繼續活躍于社會舞臺。

1.模型構建的相關理論基礎

(1)社會認知理論

班杜拉社會認知理論(Social Cognition Theory,SCT)詳細論述了決定人類行為的諸種因素，深入闡述了社會學習行為的發生邏輯，探求認知與行為之間的深刻關系，主要觀點包括自我效能感、觀察學習和三元交互作用論。[2]個體、環境和行為共同構成一個雙向影響的動態系統，在此系統中，它們三者作為交錯的因素相互發揮影響作用。本研究參照社會認知理論，結合已有研究，探究個體認知、環境等因素對老年人教育參與的影響程度。

(2)UTAUT模型理論

Venkatesh等人結合多種理論基礎，對技術接受模型(TAM)進行改進，提出了整合性技術接受與使用模型(Unified Theory of Acceptance and Use of Technology，UTAUT)。[3]UTAUT模型中有8個變量，分為核心變量(績效期望、努力期望、社群影響、便利條件)和調節變量(年齡、性別、經驗和自愿性)。本研究以UTAUT理論為主要分析框架，為老年人教育參與影響因素的提出和各影響因素之間關系的假設提供依據。

2.老年人教育參與影響因素維度劃分

目前國內關于“老年人教育參與”影響因素的系統研究成果數量較少。王正東等人研究顯示，老年人參與社區教育受個體特征、家庭、學習環境和學習預期等因素影響。[4]曹楊從生物屬性、經濟屬性、社會屬性三方面展開，調查退休老年人參與老年大學的影響因素。[5]張立馳等人的研究顯示，老年人在線教育參與意愿與其教育程度、家庭情況、政府推動政策、經濟狀況、收費情況有相關性。[6]參照相關研究文獻，結合訪談老年教育工作者和老年大學學員的資料，依據社會認知理論和UTAUT理論，最終確定了6個維度的影響因素對老年人教育參與意愿和參與行為產生影響，它們分別是主體認知、學習期望、學習環境、教育資源、社群影響和便利條件。

3.老年人教育參與影響因素詮釋及關系假設

(1)主體認知及關系假設

本研究中主體認知主要包括自我效能、思想觀念和情緒態度。社會情緒選擇理論提出，實踐知覺是人動機的組成部分，影響著社會目標的選擇與追求。[7]不同人格特征的老年人對衰老的接受程度存有差異，對待事物、生活和他人的態度也會不同。

因此，主體認知作為影響因素之一，進行如下關系假設：

H1：主體認知正向影響老年人教育參與意愿

H2：主體認知正向影響老年人教育參與行為

(2)學習期望及關系假設

依據UTAUT理論模型，本研究從績效期望和努力期望兩方面探究學習期望對老年人教育參與的影響程度。本研究確定績效期望的測量指標為提高生活質量、促進家庭和諧、消磨閑暇時間和有益身心健康；努力期望的測量指標為教學內容的難易度和老年大學學習適應性。老年人的身體素質和特殊性要求老年教育的人性化，學習簡單方便，易于理解，避免他們產生畏難心理，而愿意嘗試參與老年教育。

因此，學習期望作為影響因素之一，進行如下關系假設：

H3：學習期望正向影響老年人教育參與意愿

H4：學習期望正向影響老年人教育參與行為

(3)學習環境及關系假設

本研究的學習環境主要針對老年大學內部環境建設而言，一般包括學校文化環境、學校教育環境、學校群體環境等，主要從課程設置、教學過程、組織管理、文化氛圍、師資水平、人際關系六方面進行設計。人性化的學習環境建設可以突顯教學和養老服務目標，熏陶與培養老年人積極的生活和學習觀念，是激勵老年人積極參與老年教育的有效途徑。

因此，學習環境作為影響因素之一，進行如下關系假設：

H5：學習環境正向影響老年人教育參與意愿

H6：學習環境正向影響老年人教育參與行為

(4)教育資源及關系假設

老年教育資源是老年教育部門所擁有和使用的人、財、物、技術和信息等各種要素的總和，是投入老年教育部門的物化勞動和活勞動的表現，是老年教育活動生產和再生產的物質基礎。[8]老年教育資源投入是支撐老年教育機構正常運作和改善學校條件的基礎。

因此，教育資源作為影響因素之一，進行如下關系假設：

H7：教育資源正向影響老年人教育參與意愿

H8：教育資源正向影響老年人教育參與行為

(5)社群影響及關系假設

社群影響是指生活中的社群是否會對老年人教育參與產生影響，其個體意志和社會環境是其產生影響因素。本研究確定社群影響的測量指標為朋輩群體、家庭支持、機構宣傳、公共組織。當老年人所在群體或周圍人都參與老年教育，會激發老年人教育參與的興趣，這與老年人的社會交往動機有關。此外，他人勸說推薦，也會影響老年人參與老年教育的意愿。

因此，社群影響作為影響因素之一，進行如下關系假設：

H9：社群影響正向影響老年人教育參與意愿

H10：社群影響正向影響老年人教育參與行為

(6)便利條件及關系假設

本研究確定便利條件為老年人在參與老年教育前或參與過程中，國家、社會、學校等為老年人提供的便利條件和他們自我感知的方便性，其測量指標為咨詢答疑、距離遠近、收費標準、交通條件、優惠政策等。依據相關研究基礎，當老年人在參與教育的過程中遇到的外部障礙越少時，老年人教育參與的意愿越高。

因此，便利條件作為影響因素之一，進行如下關系假設：

H11：便利條件正向影響老年人教育參與意愿

H12：便利條件正向影響老年人教育參與行為

(7)參與意愿與參與行為關系假設

參與意愿是指老年人對參與老年教育的接受度和認可度，是老年大學學員愿意繼續參與老年教育和更深層參與的可測量程度。參與行為是老年人參與老年教育活動過程中表現出來的具體行為，包括參與強度、參與廣度、參與深度、參與態度、學習投入等內容。本研究中，老年大學的教育對象是老年人，主旨是為老年人服務，同時老年大學的發展也離不開老年人的支持，兩者是相互促進的關系。

因此，參與意愿作為老年人教育參與的衡量指標，也是影響參與行為的重要因素，進行如下關系假設：

H13：參與意愿正向影響老年人教育參與行為

此外，UTAUT理論強調性別、年齡、經驗和自愿性等4個調節變量的影響，參照此，本研究結合老年人教育參與的相關文獻和老年人自身獨特性，對調節變量做出調整，進行如下假設：

H14：性別、年齡、居住方式、受教育程度、退休前職業、收入水平、參與年限對整體模型產生影響。

4.老年人教育參與影響因素初始模型描述

基于對老年人教育參與影響因素的相關文獻和對訪談結果進行梳理與闡述，并依據前述各影響因素的關系假設，構建出如圖1所示的老年人教育參與影響因素初始模型。

圖1 老年人教育參與影響因素初始模型

該模型展示了老年人教育參與的各個影響因素，以及各因素之間作用關系的假設。模型中主要包含主體認知、學習期望、學習環境、教育資源、社群影響、便利條件等6個核心變量。參與意愿為該模型的中介變量；參與行為是該模型的結果變量；個體背景特征為調節變量。從研究假設和相互影響關系來看，主體認知、學習期望、學習環境、教育資源、社群影響、便利條件分別正向影響老年人教育參與意愿和參與行為，并能夠通過“參與意愿”間接影響參與行為，老年人個體的背景特征會對老年人參與影響因素產生影響。

二、調查問卷設計及實施

1.調查問卷設計

問卷主體部分采用李克特五級量表形式進行評分，根據認同程度，設置“非常符合”到“非常不符合”5個層次等級。問題設計主要參考WINKELMAN[9]、Venkatesh[10]、DAVIS[11]等人的研究。編寫形成相應測量變量設計表，具體如表1所示。

2.調查實施與分析

本研究預先發放80份問卷進行小規模前測，剔除無效問卷，獲得有效問卷73份，有效率91.25%。經前測數據分析刪除題項XA1，其余題項予以保留，以進行正式問卷的調查實施與分析。

表1 老年人教育參與影響因素測量題項

(1)正式問卷發放與回收

正式問卷發放對象選取濟南市山東老年大學、泰安市老年大學和滕州市老年大學在校學員，問卷共發放600份，回收問卷563份，回收率為93.8%，去除無效和不誠實答卷，共獲得531份有效問卷，有效率為88.5%，在70%以上，滿足研究的需要。

(2)信效度分析

由表2可知，各變量維度的α系數均分布在0.8以上，表明各維度題項的信度良好；總體α系數達到0.937，同時也說明問卷整體的內在一致性較好，樣本可信度較高。

由表3看出，樣本的KMO值為0.930，Bartlett球型度檢驗的sig值為0.000，表明樣本具有良好的效度。綜上所述，問卷能真實、有效反映老年人教育參與的影響因素的信息，可以深入開展數據分析。

表2 樣本的信度分析

表3 樣本的效度分析

(3)樣本描述性統計分析

對531份有效問卷的基本信息進行統計分析，統計結果如表4所示。

表4 樣本基本背景信息統計

從性別和年齡來看，女性比例明顯高于男性，其原因：一是我國退休年齡男性多遲于女性，參與老年學習的機會低于女性；二是老年學校開設的文藝類課程偏多，更易吸引女性學員。年齡在60—69歲的學員居多，占據52.9%，70歲以上學員比例相對較少，這說明，隨著學習能力和記憶力逐漸下降，年齡更長者教育參與能力也逐漸降低。

居住方式和受教育程度層面，老年學員絕大部分處于與配偶共居的居住方式，他們業余閑暇時間比較充裕，參與老年教育有助于打發閑暇、排遣孤獨、結交朋友。受教育程度為大專、本科及以上的學員占比最高，高中/中專的學員次之，初中以下較低。可以看出，參與老年大學學習的老年人受教育程度較高。這也為他們繼續學習打下堅實基礎。

退休前職業、收入水平和參與年限方面，政府機關或企事業單位干部占35.2%，企業員工占46.9%，其他職業人數較少。這主要由于早期老年大學就是面向退休干部開放，加之多數老年大學有退休干部優先的原則，面向社會開放的程度較小。收入水平方面，老年大學學員收入水平相對較高，這為參與老年教育奠定了經濟基礎。參與年限方面分布較分散，這主要緣于老年大學課程學制限制，多數老年大學課程分為初級、中級、高級三年制學習課程。

概而言之，老年大學學員較集中于背景條件相對優越的老年群體，老年教育資源享用和分布存在明顯劣勢累積效應，一方面顯現出老年教育資源利用存在不均衡、教育機會不平等現象，另一方面反映出背景相對劣勢的老年人對教育參與的認知較低，教育參與積極性相對缺乏。

三、老年人教育參與影響因素模型檢驗與修正

1.驗證性模型信效度分析

基于驗證性模型建立，CMIN/DF=1.772<3，RMR=0.032<0.06，CN=325>200，模型擬合性良好。進一步借助組合信度、收斂效度與區別效度進行判定，8個潛在變量的C.R.全部高于0.6，可以判定組合信度較高；AVE均在0.5以上，收斂效度較高；區別效度反映模型中不同潛在變量之間的區分性和差異性。本研究通過AVE的平方根進行判斷，已經證明驗證模型的區分度達標，因此可以進行下一步研究。

2.結構方程模型分析與檢驗

(1)結構方程模型適配度分析

利用AMOS構建老年人教育參與初始影響因素結構方程模型，如圖2所示。此結構方程模型共包含8個潛在變量和41個觀測變量，其中涉及6個影響因素潛在變量，1個結果變量，參與意愿作為中介變量。

圖2 初始影響因素結構方程模型

對結構方程模型的三類適配度進行分析，其中，絕對適配度下GFI=0.896，此參數尚未達到擬合標準，需要進一步根據修正指標參數做出合理修正，提高結構方程模型的整體質量。

(2)結構方程模型修正

第一，刪除不顯著路徑。如表5所示，主體認知、學習期望、社群影響對參與行為之間的路徑顯著值分別為0.940、0.783和0.934，均高于0.050，表現為不顯著性，故在后續模型修正時刪除這三條路徑。

第二，按照修正指數增加路徑。在初始模型的基礎上刪除不顯著路徑后，模型適配度指標雖然有些許變化，但是絕對適配度指標GFI擬合指數仍不匹配，因此，需要進行第二種修正方法，即參照AMOS 輸出的修正指數進行修正，表6展示了該模型4次具體修正項目及其指標。

表5 初始模型路徑系數表

表6 影響因素模型4次修正項目及其指標

參照修正指標的大小并考慮殘差變量對應項的實際意義，考慮到e1與e9分別對應XA2、XB5；e18與e28分別對應XD2、XF1；e11與e35分別對應XC1、XG3；e17與e30分別對應XD1、XF3指標，根據表1問題表述，4對測量指標符合客觀規律且有實際意義。依次建立它們之間的共變關系，完成對結構方程模型的4次修正。修正后模型適配度如表7所示。所有適配指標全部達到適配標準，表明結構方程模型與數據能適配，假設模型符合研究需求。

表7 修正后模型適配度表

(3)調節變量對模型的影響

進一步執行多群組分析，計算個體背景特征作為調節變量對老年人教育參與模型路徑的影響，具體結果如表8所示。

表8 調節變量對老年人教育參與模型路徑的影響

由表8可知，老年人個體背景差異對模型路徑產生不同程度影響。其一，主體認知與參與意愿路徑(H1)中，除了年齡在70—79歲，以及參與年限在5年以上群組對此不產生顯著影響，其余群組對此產生顯著影響。其二，學習期望與參與意愿路徑(H3)中，女性、年齡在50—59歲、與配偶共居、受教育程度為高中/中專及以上、退休前職業為企業員工、收入水平中等、參與年限在5年及以下群組具有顯著性影響。其三，學習環境與參與意愿路徑(H5)中，男性和女性學員都有顯著影響，除此之外，年齡在 60—69歲、居住方式為與配偶共居、收入水平在3 000元以上、參與年限在3年以上群組具有顯著性影響；與參與行為路徑(H6)中，女性、年齡在50—59歲、居住方式為與配偶共居、受教育程度為高中或中專、退休前職業為企業員工、參與年限為1—2年的群組具有顯著性影響。其四，教育資源與參與意愿路徑(H7)中，除了年齡在50—59歲老年學員對此不產生顯著影響外，其余群組對此產生顯著影響；與參與行為路徑(H8)中，女性、年齡在50—59歲、居住方式為與配偶共居、受教育程度在高中/中專及以上、退休前職業為政府或企事業單位干部、收入水平在5 000元以上、參與年限為1—2年的群組具有顯著性影響。其五，社群影響與參與意愿路徑(H9)中，男性、年齡在50—69歲、受教育程度在大專、本科及以上、退休前職業為企業員工、收入水平為3 000—5 000元、參與年限為3—5年的群組具有顯著性影響。其六，便利條件與參與意愿路徑(H11)中，男性、年齡在70—79歲、受教育程度為高中或中專、收入水平為3 000—5 000元、參與年限在5年以上的群組具有顯著性影響；與參與行為路徑(H12)中，所有群組都具有顯著性影響。其七，參與意愿與參與行為路徑(H13)中，除了年齡在70—79歲群組影響程度不顯著，其余群組都具有顯著性影響。因此，應注重老年群體個體間的差異，關注不同背景特征老年人的學習動機，以及內外部環境的影響程度，充分了解不同老年人的學習需求，以此促進老年人教育參與。

四、參與意愿的中介效應分析檢驗

本研究運用 AMOS23.0 軟件，設置 95% 的置信區間，設定 Bootstrap 抽樣為5 000次，對模型中的中介效應加以區分，如果置信區間不包含 0，則表示存在中介效應。

表9 參與意愿的中介效應分析表

由表9可知，學習環境對參與行為的間接效應包括0，所以，參與意愿的中介效應不顯著，即參與意愿在學習環境對參與行為路徑中沒有起到中介效應，學習環境不能間接影響參與行為。也就是說，除了學習環境以外，可以通過提高主體認知、學習期望、教育資源、社群影響、便利條件提升老年人教育參與意愿來影響參與行為。從總體效應來看，各影響因素對參與行為的影響作用程度：參與意愿(0.359)>便利條件(0.335)>教育資源(0.208)>主體認知(0.186)>學習環境(0.141)>學習期望(0.038)>社群影響(0.035)。

具體分析參與意愿在各影響因素對參與行為中的作用程度。其一，主體認知通過參與意愿間接影響老年人教育參與行為，對老年人教育參與行為的間接影響效應為0.186，說明可以通過提高主體認知水平影響老年人教育參與意愿，來提高老年人教育參與行為。其二，學習期望對老年人教育參與行為的間接影響效應為0.035，影響程度較小，一定層面上說明，雖然當前多數老年人認為教育參與的有用性和易用性程度較高，但不足以增強或改變老年人教育參與的具體行為，可以通過提高學習期望，間接影響老年人教育參與行為。其三，學習環境對老年人教育參與行為的直接影響效應為0.141，參與意愿的中介效應不顯著，說明學習環境的改變能夠直接影響老年人教育參與行為，應加強老年教育的軟硬件環境建設。其四，教育資源對老年人教育參與行為的間接效應為0.083，直接效應為0.125，參與意愿在教育資源與參與行為中起中介效應，但相比于直接效應來說，影響程度較低，應直接發揮教育資源對老年人教育參與行為的影響。其五，社群影響對老年人教育參與行為的間接影響效應為0.035，社群影響對老年人教育參與的影響程度相對較低。其六，便利條件通過參與意愿影響參與行為的間接效應為0.028，間接影響程度較低，而直接影響效應為0.307，對老年人教育參與行為的影響程度較高，因此，應從便利條件入手，提升老年人教育參與行為。

五、研究結論

1.主體認知正向影響參與意愿，間接影響參與行為

依據路徑分析及中介效應檢驗結果，主體認知對老年人教育參與意愿的路徑系數為0.516，對老年人教育參與行為的間接影響效應為0.186。在所有影響因素中，主體認知對老年人教育參與意愿的影響效用居于第一位，對老年人教育參與行為的影響程度居第四位。主體認知是老年人教育參與的內源性動力，提高老年人教育參與需要從其主體認知入手，提高他們對老年教育參與的認知，對生活、學習的樂觀心態。

2.學習期望正向影響參與意愿，間接影響參與行為

依據路徑分析及中介效應檢驗結果，學習期望對老年人教育參與意愿的路徑系數為0.108，對老年人教育參與行為的間接影響效應為0.035，其對老年人教育參與意愿的影響程度居第三位，對老年人教育參與行為的影響程度較小，位于第六。學習期望主要是老年人對老年教育的有用性和易用性感知，提升老年人教育參與積極性，可以通過提高參與意愿，促進老年人教育參與行為改進。

3.學習環境正向影響參與意愿，直接影響參與行為

依據路徑分析及中介效應檢驗結果，學習環境對老年人教育參與意愿的路徑系數為0.104，對老年人教育參與行為的直接影響效應為0.141，其對老年人教育參與意愿影響作用居于第四位，對參與行為的影響程度位于第五。總體而言，學習環境對老年人教育參與的影響程度處于中下位次，學習環境是老年人教育參與的外源性支持，營造良好的學習環境對老年人教育參與具有促進作用。

4.社群影響正向影響參與意愿，間接影響參與行為

依據路徑分析及中介效應檢驗結果，社群影響對老年人教育參與意愿的路徑系數為0.097，對老年人教育參與行為的間接影響效應為0.035，其對老年人教育參與意愿的影響程度居于第五，對老年人教育參與行為的影響位于第七，社群影響對老年人教育參與的影響程度較低，但對老年人教育參與有一定的正向影響作用，應發揮社群對老年人教育參與的影響作用，促進老年人積極參與老年教育。

5.教育資源正向影響參與意愿，對參與行為有直接和間接影響

依據路徑分析及中介效應檢驗結果，教育資源對老年人教育參與意愿的路徑系數為0.233，對老年人教育參與行為的直接效應為0.125，間接效應為0.083，總效應為0.208，其對老年人教育參與意愿的影響作用居于第二位，對參與行為的影響程度位于第三。教育資源對老年人教育參與的影響程度較高，應擴大和豐富教育資源，充分發揮其對老年教育參與的影響作用。

6.便利條件正向影響參與意愿，對參與行為有直接和間接影響

依據路徑分析及中介效應檢驗結果，便利條件對老年人教育參與意愿的路徑系數為0.078，對老年人教育參與行為的直接影響效應為0.307，間接影響效應為0.028，總效應為0.335。總體而言，便利條件對于老年人教育參與意愿影響程度較小，對于老年人教育參與行為影響程度較高，可以通過改善便利條件來提升老年人教育參與行為，促進老年人教育參與行為的積極性。

7.參與意愿正向影響參與行為，且在多條路徑中發揮中介效應

依據路徑分析，老年人教育參與意愿對老年人教育參與行為的路徑系數為0.359，其不僅對老年人教育參與行為起到直接正向影響作用，在主體認知、學習期望、教育資源、社群影響、便利條件對參與行為路徑中起到中介作用。因此，老年人教育參與受多種因素影響，應從內源性和外源性兩個方向，齊頭并進，促進老年人教育參與的廣泛性和深入性。

8.個體背景特征影響整個模型，且在多條路徑中調節效應顯著