□ 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(diào)尊重老年群體的尊嚴與權(quán)利，將他們視為獨立自主地保持身心健康，參與家庭、社區(qū)生活并積極主動地進行學(xué)習(xí)的群體。當(dāng)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(xué)學(xué)員為研究對象，探索影響老年人教育參與的影響因素，構(gòu)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(yīng)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(gòu)或社區(qū)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(tài)度、學(xué)習(xí)投入程度，對教師、學(xué)習(xí)內(nèi)容、學(xué)習(xí)環(huán)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(xué)習(xí)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(xiàn)。面對人口老齡化的到來，老年教育應(yīng)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(xù)活躍于社會舞臺。

1.模型構(gòu)建的相關(guān)理論基礎(chǔ)

(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(xué)習(xí)行為的發(fā)生邏輯，探求認知與行為之間的深刻關(guān)系，主要觀點包括自我效能感、觀察學(xué)習(xí)和三元交互作用論。[2]個體、環(huán)境和行為共同構(gòu)成一個雙向影響的動態(tài)系統(tǒng)，在此系統(tǒng)中，它們?nèi)咦鳛榻诲e的因素相互發(fā)揮影響作用。本研究參照社會認知理論，結(jié)合已有研究，探究個體認知、環(huán)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(jié)合多種理論基礎(chǔ)，對技術(shù)接受模型(TAM)進行改進，提出了整合性技術(shù)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(diào)節(jié)變量(年齡、性別、經(jīng)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(guān)系的假設(shè)提供依據(jù)。

2.老年人教育參與影響因素維度劃分

目前國內(nèi)關(guān)于“老年人教育參與”影響因素的系統(tǒng)研究成果數(shù)量較少。王正東等人研究顯示，老年人參與社區(qū)教育受個體特征、家庭、學(xué)習(xí)環(huán)境和學(xué)習(xí)預(yù)期等因素影響。[4]曹楊從生物屬性、經(jīng)濟屬性、社會屬性三方面展開，調(diào)查退休老年人參與老年大學(xué)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(jīng)濟狀況、收費情況有相關(guān)性。[6]參照相關(guān)研究文獻，結(jié)合訪談老年教育工作者和老年大學(xué)學(xué)員的資料，依據(jù)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(chǎn)生影響，它們分別是主體認知、學(xué)習(xí)期望、學(xué)習(xí)環(huán)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(guān)系假設(shè)

(1)主體認知及關(guān)系假設(shè)

本研究中主體認知主要包括自我效能、思想觀念和情緒態(tài)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(tài)度也會不同。

因此，主體認知作為影響因素之一，進行如下關(guān)系假設(shè)：

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(xué)習(xí)期望及關(guān)系假設(shè)

依據(jù)UTAUT理論模型，本研究從績效期望和努力期望兩方面探究學(xué)習(xí)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(zhì)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(xué)內(nèi)容的難易度和老年大學(xué)學(xué)習(xí)適應(yīng)性。老年人的身體素質(zhì)和特殊性要求老年教育的人性化，學(xué)習(xí)簡單方便，易于理解，避免他們產(chǎn)生畏難心理，而愿意嘗試參與老年教育。

因此，學(xué)習(xí)期望作為影響因素之一，進行如下關(guān)系假設(shè)：

H3：學(xué)習(xí)期望正向影響老年人教育參與意愿

H4：學(xué)習(xí)期望正向影響老年人教育參與行為

(3)學(xué)習(xí)環(huán)境及關(guān)系假設(shè)

本研究的學(xué)習(xí)環(huán)境主要針對老年大學(xué)內(nèi)部環(huán)境建設(shè)而言，一般包括學(xué)校文化環(huán)境、學(xué)校教育環(huán)境、學(xué)校群體環(huán)境等，主要從課程設(shè)置、教學(xué)過程、組織管理、文化氛圍、師資水平、人際關(guān)系六方面進行設(shè)計。人性化的學(xué)習(xí)環(huán)境建設(shè)可以突顯教學(xué)和養(yǎng)老服務(wù)目標，熏陶與培養(yǎng)老年人積極的生活和學(xué)習(xí)觀念，是激勵老年人積極參與老年教育的有效途徑。

因此，學(xué)習(xí)環(huán)境作為影響因素之一，進行如下關(guān)系假設(shè)：

H5：學(xué)習(xí)環(huán)境正向影響老年人教育參與意愿

H6：學(xué)習(xí)環(huán)境正向影響老年人教育參與行為

(4)教育資源及關(guān)系假設(shè)

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(shù)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(xiàn)，是老年教育活動生產(chǎn)和再生產(chǎn)的物質(zhì)基礎(chǔ)。[8]老年教育資源投入是支撐老年教育機構(gòu)正常運作和改善學(xué)校條件的基礎(chǔ)。

因此，教育資源作為影響因素之一，進行如下關(guān)系假設(shè)：

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(guān)系假設(shè)

社群影響是指生活中的社群是否會對老年人教育參與產(chǎn)生影響，其個體意志和社會環(huán)境是其產(chǎn)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(gòu)宣傳、公共組織。當(dāng)老年人所在群體或周圍人都參與老年教育，會激發(fā)老年人教育參與的興趣，這與老年人的社會交往動機有關(guān)。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(guān)系假設(shè)：

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(guān)系假設(shè)

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(xué)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(yōu)惠政策等。依據(jù)相關(guān)研究基礎(chǔ)，當(dāng)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(guān)系假設(shè)：

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(guān)系假設(shè)

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(xué)學(xué)員愿意繼續(xù)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(xiàn)出來的具體行為，包括參與強度、參與廣度、參與深度、參與態(tài)度、學(xué)習(xí)投入等內(nèi)容。本研究中，老年大學(xué)的教育對象是老年人，主旨是為老年人服務(wù)，同時老年大學(xué)的發(fā)展也離不開老年人的支持，兩者是相互促進的關(guān)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(guān)系假設(shè)：

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(diào)性別、年齡、經(jīng)驗和自愿性等4個調(diào)節(jié)變量的影響，參照此，本研究結(jié)合老年人教育參與的相關(guān)文獻和老年人自身獨特性，對調(diào)節(jié)變量做出調(diào)整，進行如下假設(shè)：

H14：性別、年齡、居住方式、受教育程度、退休前職業(yè)、收入水平、參與年限對整體模型產(chǎn)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(guān)文獻和對訪談結(jié)果進行梳理與闡述，并依據(jù)前述各影響因素的關(guān)系假設(shè)，構(gòu)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(guān)系的假設(shè)。模型中主要包含主體認知、學(xué)習(xí)期望、學(xué)習(xí)環(huán)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(jié)果變量；個體背景特征為調(diào)節(jié)變量。從研究假設(shè)和相互影響關(guān)系來看，主體認知、學(xué)習(xí)期望、學(xué)習(xí)環(huán)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(chǎn)生影響。

二、調(diào)查問卷設(shè)計及實施

1.調(diào)查問卷設(shè)計

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

2.調(diào)查實施與分析

本研究預(yù)先發(fā)放80份問卷進行小規(guī)模前測，剔除無效問卷，獲得有效問卷73份，有效率91.25%。經(jīng)前測數(shù)據(jù)分析刪除題項XA1，其余題項予以保留，以進行正式問卷的調(diào)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(fā)放與回收

正式問卷發(fā)放對象選取濟南市山東老年大學(xué)、泰安市老年大學(xué)和滕州市老年大學(xué)在校學(xué)員，問卷共發(fā)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(shù)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(shù)達到0.937，同時也說明問卷整體的內(nèi)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(shù)據(jù)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(tǒng)計分析

對531份有效問卷的基本信息進行統(tǒng)計分析，統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。

表4 樣本基本背景信息統(tǒng)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(xué)習(xí)的機會低于女性；二是老年學(xué)校開設(shè)的文藝類課程偏多，更易吸引女性學(xué)員。年齡在60—69歲的學(xué)員居多，占據(jù)52.9%，70歲以上學(xué)員比例相對較少，這說明，隨著學(xué)習(xí)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(xué)員絕大部分處于與配偶共居的居住方式，他們業(yè)余閑暇時間比較充裕，參與老年教育有助于打發(fā)閑暇、排遣孤獨、結(jié)交朋友。受教育程度為大專、本科及以上的學(xué)員占比最高，高中/中專的學(xué)員次之，初中以下較低?？梢钥闯?，參與老年大學(xué)學(xué)習(xí)的老年人受教育程度較高。這也為他們繼續(xù)學(xué)習(xí)打下堅實基礎(chǔ)。

退休前職業(yè)、收入水平和參與年限方面，政府機關(guān)或企事業(yè)單位干部占35.2%，企業(yè)員工占46.9%，其他職業(yè)人數(shù)較少。這主要由于早期老年大學(xué)就是面向退休干部開放，加之多數(shù)老年大學(xué)有退休干部優(yōu)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(xué)學(xué)員收入水平相對較高，這為參與老年教育奠定了經(jīng)濟基礎(chǔ)。參與年限方面分布較分散，這主要緣于老年大學(xué)課程學(xué)制限制，多數(shù)老年大學(xué)課程分為初級、中級、高級三年制學(xué)習(xí)課程。

概而言之，老年大學(xué)學(xué)員較集中于背景條件相對優(yōu)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(yīng)，一方面顯現(xiàn)出老年教育資源利用存在不均衡、教育機會不平等現(xiàn)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(qū)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(qū)別效度反映模型中不同潛在變量之間的區(qū)分性和差異性。本研究通過AVE的平方根進行判斷，已經(jīng)證明驗證模型的區(qū)分度達標，因此可以進行下一步研究。

2.結(jié)構(gòu)方程模型分析與檢驗

(1)結(jié)構(gòu)方程模型適配度分析

利用AMOS構(gòu)建老年人教育參與初始影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，如圖2所示。此結(jié)構(gòu)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(jié)果變量，參與意愿作為中介變量。

圖2 初始影響因素結(jié)構(gòu)方程模型

對結(jié)構(gòu)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(shù)尚未達到擬合標準，需要進一步根據(jù)修正指標參數(shù)做出合理修正，提高結(jié)構(gòu)方程模型的整體質(zhì)量。

(2)結(jié)構(gòu)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(xué)習(xí)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(xiàn)為不顯著性，故在后續(xù)模型修正時刪除這三條路徑。

第二，按照修正指數(shù)增加路徑。在初始模型的基礎(chǔ)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(shù)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(shù)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(shù)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(yīng)項的實際意義，考慮到e1與e9分別對應(yīng)XA2、XB5；e18與e28分別對應(yīng)XD2、XF1；e11與e35分別對應(yīng)XC1、XG3；e17與e30分別對應(yīng)XD1、XF3指標，根據(jù)表1問題表述，4對測量指標符合客觀規(guī)律且有實際意義。依次建立它們之間的共變關(guān)系，完成對結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)方程模型與數(shù)據(jù)能適配，假設(shè)模型符合研究需求。

表7 修正后模型適配度表

(3)調(diào)節(jié)變量對模型的影響

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

表8 調(diào)節(jié)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(chǎn)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(chǎn)生顯著影響，其余群組對此產(chǎn)生顯著影響。其二，學(xué)習(xí)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(yè)為企業(yè)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(xué)習(xí)環(huán)境與參與意愿路徑(H5)中，男性和女性學(xué)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(yè)為企業(yè)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(xué)員對此不產(chǎn)生顯著影響外，其余群組對此產(chǎn)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(yè)為政府或企事業(yè)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(yè)為企業(yè)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(yīng)注重老年群體個體間的差異，關(guān)注不同背景特征老年人的學(xué)習(xí)動機，以及內(nèi)外部環(huán)境的影響程度，充分了解不同老年人的學(xué)習(xí)需求，以此促進老年人教育參與。

四、參與意愿的中介效應(yīng)分析檢驗

本研究運用 AMOS23.0 軟件，設(shè)置 95% 的置信區(qū)間，設(shè)定 Bootstrap 抽樣為5 000次，對模型中的中介效應(yīng)加以區(qū)分，如果置信區(qū)間不包含 0，則表示存在中介效應(yīng)。

表9 參與意愿的中介效應(yīng)分析表

由表9可知，學(xué)習(xí)環(huán)境對參與行為的間接效應(yīng)包括0，所以，參與意愿的中介效應(yīng)不顯著，即參與意愿在學(xué)習(xí)環(huán)境對參與行為路徑中沒有起到中介效應(yīng)，學(xué)習(xí)環(huán)境不能間接影響參與行為。也就是說，除了學(xué)習(xí)環(huán)境以外，可以通過提高主體認知、學(xué)習(xí)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(yīng)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(xué)習(xí)環(huán)境(0.141)>學(xué)習(xí)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(yīng)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(xué)習(xí)期望對老年人教育參與行為的間接影響效應(yīng)為0.035，影響程度較小，一定層面上說明，雖然當(dāng)前多數(shù)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(xué)習(xí)期望，間接影響老年人教育參與行為。其三，學(xué)習(xí)環(huán)境對老年人教育參與行為的直接影響效應(yīng)為0.141，參與意愿的中介效應(yīng)不顯著，說明學(xué)習(xí)環(huán)境的改變能夠直接影響老年人教育參與行為，應(yīng)加強老年教育的軟硬件環(huán)境建設(shè)。其四，教育資源對老年人教育參與行為的間接效應(yīng)為0.083，直接效應(yīng)為0.125，參與意愿在教育資源與參與行為中起中介效應(yīng)，但相比于直接效應(yīng)來說，影響程度較低，應(yīng)直接發(fā)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(yīng)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(yīng)為0.028，間接影響程度較低，而直接影響效應(yīng)為0.307，對老年人教育參與行為的影響程度較高，因此，應(yīng)從便利條件入手，提升老年人教育參與行為。

五、研究結(jié)論

1.主體認知正向影響參與意愿，間接影響參與行為

依據(jù)路徑分析及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，主體認知對老年人教育參與意愿的路徑系數(shù)為0.516，對老年人教育參與行為的間接影響效應(yīng)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(nèi)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(xué)習(xí)的樂觀心態(tài)。

2.學(xué)習(xí)期望正向影響參與意愿，間接影響參與行為

依據(jù)路徑分析及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，學(xué)習(xí)期望對老年人教育參與意愿的路徑系數(shù)為0.108，對老年人教育參與行為的間接影響效應(yīng)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(xué)習(xí)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(xué)習(xí)環(huán)境正向影響參與意愿，直接影響參與行為

依據(jù)路徑分析及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，學(xué)習(xí)環(huán)境對老年人教育參與意愿的路徑系數(shù)為0.104，對老年人教育參與行為的直接影響效應(yīng)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?？傮w而言，學(xué)習(xí)環(huán)境對老年人教育參與的影響程度處于中下位次，學(xué)習(xí)環(huán)境是老年人教育參與的外源性支持，營造良好的學(xué)習(xí)環(huán)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(jù)路徑分析及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，社群影響對老年人教育參與意愿的路徑系數(shù)為0.097，對老年人教育參與行為的間接影響效應(yīng)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(yīng)發(fā)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(jù)路徑分析及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，教育資源對老年人教育參與意愿的路徑系數(shù)為0.233，對老年人教育參與行為的直接效應(yīng)為0.125，間接效應(yīng)為0.083，總效應(yīng)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(yīng)擴大和豐富教育資源，充分發(fā)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(jù)路徑分析及中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，便利條件對老年人教育參與意愿的路徑系數(shù)為0.078，對老年人教育參與行為的直接影響效應(yīng)為0.307，間接影響效應(yīng)為0.028，總效應(yīng)為0.335?？傮w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(fā)揮中介效應(yīng)

依據(jù)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(shù)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(xué)習(xí)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(yīng)從內(nèi)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(diào)節(jié)效應(yīng)顯著

經(jīng)過多群組分析，老年人個體背景差異對模型路徑產(chǎn)生不同程度影響。因此，應(yīng)關(guān)注老年人個體差異，關(guān)注不同背景特征老年人的學(xué)習(xí)動機，充分了解不同個體的學(xué)習(xí)需求，以此促進老年人教育參與。由個體背景描述性統(tǒng)計可知，老年大學(xué)學(xué)員相對集中于個體背景比較優(yōu)越的群體。因此，應(yīng)著力解決基層老年人教育參與需求與實際參與機會不對等的現(xiàn)實問題，緩解老年群體教育參與不均衡難題。