老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素研究

汪長玉 左美云 何麗

摘要：[目的/意義]老年人在其生命歷程中積累了許多寶貴的知識（如經(jīng)驗(yàn)、專業(yè)技能、社會(huì)關(guān)系和智慧等），如能使老年人的知識在代際之間傳承下去，將能實(shí)現(xiàn)社會(huì)人力資本的積累延續(xù)以及年輕人力資本的開發(fā)，從而實(shí)現(xiàn)我國第一次人口紅利與第二次人口紅利的較好過渡，最終實(shí)現(xiàn)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因此本文試圖對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素進(jìn)行初步分析。[方法/過程]以濟(jì)南市老年人為調(diào)查對象，回收了286份有效樣本（年齡均在60歲以上）。通過多元線性回歸分析，構(gòu)建了一個(gè)老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素模型。[結(jié)果/結(jié)論]教育背景、老年人感知的（自己）知識有用性和感知（代際知識轉(zhuǎn)移）收獲對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有直接積極影響；身體條件除對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿有直接的消極影響外，還會(huì)通過老年人感知知識有用性的中介，消極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿；通過老年人感知收獲的中介，上網(wǎng)頻率會(huì)積極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿；通過老年人感知知識有用性和感知收獲的中介，年輕人感知（老年人）知識有用性會(huì)積極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿。

關(guān)鍵詞：老年人 代際知識轉(zhuǎn)移 意愿影響因素模型

分類號：F270

1 引言

人口老齡化導(dǎo)致老年人口激增，2015年中國統(tǒng)計(jì)年鑒報(bào)告顯示：截至2014年底，我國60周歲及以上老年人口21 242萬人，占總?cè)丝诘?5.5%，65周歲及以上人口13 755萬人，占總?cè)丝诘?0.1%[1]。人口老齡化使得我國經(jīng)濟(jì)面臨“劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)到來”和“人口紅利開始式微”的局面，同時(shí)中國人口紅利將于2013至2015年前后消失。蔡昉提出，在第一次人口紅利式微乃至消失的背景下，有必要通過加快人力資本積累、提高人口素質(zhì)等來挖掘第二次人口紅利以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[2]。

在知識經(jīng)濟(jì)和知識社會(huì)的背景下，知識成為了社會(huì)生產(chǎn)的重要要素，將知識轉(zhuǎn)變?yōu)槿肆Y本是開發(fā)第二次人口紅利促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的有效方式之一。老年人在其生命歷程中積累了許多寶貴的知識（如經(jīng)驗(yàn)、專業(yè)技能、社會(huì)關(guān)系和智慧等），如能使老年人的知識在代際之間傳承下去，將能實(shí)現(xiàn)社會(huì)人力資本的積累、延續(xù)以及青年人力資本的開發(fā)，從而實(shí)現(xiàn)第一次人口紅利與第二次人口紅利的較好過渡，最終實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

目前關(guān)于代際知識轉(zhuǎn)移（intergenerational knowledge transfer）的研究并不是很多。國內(nèi)研究較為關(guān)注家族企業(yè)的代際知識轉(zhuǎn)移（如竇軍生等，2009）[3]；國外研究更為關(guān)注高技術(shù)組織中的代際知識轉(zhuǎn)移，集中指向如何通過代際知識轉(zhuǎn)移解決老年員工退休造成的知識大量流失問題（如J. Liebowitz等，2007[4]）。代際知識轉(zhuǎn)移的現(xiàn)有研究主題主要包括代際知識轉(zhuǎn)移問題的描述性研究、代際間隱性知識轉(zhuǎn)移研究、代際知識轉(zhuǎn)移影響因素研究、代際知識轉(zhuǎn)移的方法和機(jī)制研究等方面[5]。已有文獻(xiàn)關(guān)于企業(yè)中代際知識轉(zhuǎn)移的研究以定性研究居多，定量研究較少，且缺少關(guān)于退休后老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的實(shí)證研究[6]。本文將重點(diǎn)關(guān)注退休后的老年人與年輕人之間的代際知識轉(zhuǎn)移問題，通過文獻(xiàn)回顧、問卷調(diào)查和統(tǒng)計(jì)分析方法回答老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素有哪些，以及這些因素如何對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生作用。這些問題的解決能夠?yàn)榇龠M(jìn)老年人通過再就業(yè)、在線社區(qū)等方式將知識傳遞給下一代的相關(guān)工作提供指導(dǎo)。

2 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有研究對代際知識轉(zhuǎn)移的定義并不明確，這是因?yàn)橐延醒芯繉τ诖H關(guān)系的理解還不盡相同。比如有的研究強(qiáng)調(diào)家庭關(guān)系，如父母與子女；有的研究強(qiáng)調(diào)社會(huì)中的上一代人和下一代人之間的關(guān)系[5]，本文重點(diǎn)關(guān)注后者。“代”指的是出生在相同歷史時(shí)期的人們的集合，他們擁有共同的集體形象[7]。同一代人都經(jīng)歷了共同的社會(huì)事件以及外部影響，這些共同經(jīng)歷會(huì)幫助一代人核心價(jià)值觀的形成，且這種核心價(jià)值觀在之后的生活中難以發(fā)生顯著的改變[8]。一代的長度一般在20-25年之間，主要根據(jù)出生年份來描繪一代[8]。現(xiàn)有研究中，美國人群通常被劃分為傳統(tǒng)一代（Traditionalists，生于1946年前）、嬰兒潮一代（Baby Boomer generation，生于1946-1964年）、X一代（Generation X，生于1965-1980年）、Y一代（Generation Y，生于1981-1994年）[9]，由于該文獻(xiàn)[9]發(fā)表時(shí)間較早，本文認(rèn)為Y一代可改為生于1981年及以后。

關(guān)于中國人群“代”的劃分也有較多說法。C P. Egri等（2004）將中國企業(yè)管理者劃分為：共和國創(chuàng)立一代（生于1930-1950年）、社會(huì)主義鞏固建設(shè)一代（生于1951-1960年）、文化大革命一代（生于1961-1970年）、社會(huì)改革一代（生于1971-1975年）[10]；王聰穎等（2012）在此基礎(chǔ)上將我國現(xiàn)有在職的企業(yè)員工劃分為以下3代：社會(huì)主義鞏固建設(shè)一代（1950-1965年出生）、文革一代（1966-1978年出生）、改革開放一代（1979年以后出生）[11]。

在綜合已有研究的基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為可以將我國人群劃分為五代：共和國創(chuàng)立一代（1949年前出生）、社會(huì)主義鞏固建設(shè)一代（1949-1965年出生）、文革一代（1966-1978年出生）、改革開放一代（1979-2000年出生）、新生代（2001年后出生）；第一代人群屬于激情/奉獻(xiàn)型，第二代屬于嚴(yán)謹(jǐn)/謹(jǐn)慎型，第三代屬于實(shí)干/實(shí)用型，第四代屬于困惑/掙扎型，第五代屬于自我/現(xiàn)實(shí)型。在本文中，代際知識轉(zhuǎn)移指的是共和國創(chuàng)立一代和社會(huì)主義鞏固建設(shè)一代中60歲及以上老年人將知識轉(zhuǎn)移給文革一代和改革開放一代年輕人的行為。

代際知識轉(zhuǎn)移的成功發(fā)生并不是理所當(dāng)然的[12]，在轉(zhuǎn)移過程中，代際知識轉(zhuǎn)移雙方對于什么知識值得轉(zhuǎn)移給下一代的認(rèn)知可能不一致，這種認(rèn)知不一致會(huì)影響轉(zhuǎn)移效果[13]。目前已有很多關(guān)于個(gè)體間知識轉(zhuǎn)移影響因素的研究[14-16]，但針對代際知識轉(zhuǎn)移影響因素的研究較少。

個(gè)別定量研究驗(yàn)證了年齡差異對知識轉(zhuǎn)移的積極影響[17]，即年齡相差越大，代際知識轉(zhuǎn)移效果越好；也有定量研究驗(yàn)證了老年員工對年輕員工的認(rèn)知、老年員工感知到的年輕員工對老年員工的認(rèn)知以及老年員工的溝通模式適應(yīng)性會(huì)對老年員工知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生影響[18]；還有一些定量研究發(fā)現(xiàn)導(dǎo)師和學(xué)徒認(rèn)知類型的一致性，會(huì)對他們之間的隱性知識轉(zhuǎn)移效果產(chǎn)生積極影響[19]。

有些定性研究中提到，影響老年員工知識轉(zhuǎn)移意愿和行為的因素包括：知識類型[20]，老年員工對組織的情感和知識轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)[20-21]，年輕人知識重用的動(dòng)機(jī)、年輕人對老年員工的態(tài)度[21]以及學(xué)習(xí)意愿和能力[22]，轉(zhuǎn)移雙方的交流方式差異和知識價(jià)值認(rèn)知差異[20]、信任[23-24]，組織結(jié)構(gòu)、文化[21，23，25]、領(lǐng)導(dǎo)支持[20-21]等。

3 研究框架

本文將選取與老年人相關(guān)的個(gè)體因素作為自變量，選擇老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿作為因變量，來探索老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的問題。在上述文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，本文建立了如表1所示的研究框架。

人口統(tǒng)計(jì)特征（性別、年齡）、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（教育背景、年收入）、身心狀態(tài)（身體條件、心態(tài)、時(shí)尚性）和上網(wǎng)頻率等變量分別在研究老年人行為的研究（如張碩等，2013[26]）中經(jīng)常出現(xiàn)。因此本文將選取上述變量作為本文的自變量來探索它們對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響。

除了上述因素外，知識轉(zhuǎn)移雙方對知識價(jià)值認(rèn)知的差異[20]也會(huì)對老年人知識轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響，而知識價(jià)值認(rèn)知差異又是由轉(zhuǎn)移方的知識價(jià)值認(rèn)知和接收方的知識價(jià)值認(rèn)知形成，因而知識價(jià)值認(rèn)知差異可拆分為兩個(gè)變量：年輕人對老年人知識價(jià)值的認(rèn)知（年輕人感知的老年人知識有用性）和老年人對自己知識價(jià)值的認(rèn)知（老年人感知的自己知識有用性）。由于本文的受訪對象都是老年人，因而需要強(qiáng)調(diào)的是在本文中“年輕人感知的（老年人）知識有用性”是指“老年人所感知到的年輕人對老年人知識價(jià)值的認(rèn)知”。此外，知識轉(zhuǎn)移的動(dòng)機(jī)或預(yù)期收獲[20]也會(huì)對老年人知識轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響，因此老年人感知的（代際知識轉(zhuǎn)移）收獲也是老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的重要影響因素。本文將選取上述認(rèn)知方面的因素作為自變量來探索它們對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響。

4 研究方法

4.1 數(shù)據(jù)來源

為了回答本文的研究問題，本文以山東省濟(jì)南市城鎮(zhèn)老年人作為抽樣總體，于2014年6月份對山東省濟(jì)南市城鎮(zhèn)老年人進(jìn)行了走訪調(diào)查，共發(fā)放問卷387份，回收了387份，剔除5份關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的無效問卷、96份年齡在60歲以下的問卷，最后得到286份有效問卷（年齡全部在60歲及以上）。

濟(jì)南市2013年統(tǒng)計(jì)年鑒報(bào)告顯示，截至2012年底，濟(jì)南市城鎮(zhèn)居民年人均家庭總收入為36 244元、年人均可支配收入為32 570元、年人均消費(fèi)性支出為20 032元[27]，這些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)都略高于同期的全國城鎮(zhèn)居民的平均情況 （26 959元，24 565元，16 674元）[28]，這表明，在一定程度上濟(jì)南市城鎮(zhèn)居民能夠代表我國中高收入水平居民的一般情況；另外，截至2012年底，濟(jì)南市老年人達(dá)到391 522人，占全市人口的5.63%[27]。因此，我們認(rèn)為研究濟(jì)南市老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

4.2 變量定義

4.2.1 人口統(tǒng)計(jì)特征

本文對老年人的性別（1表示男，0表示女）、年齡（60-65歲=1，66-70歲=2，71-75歲=3，76-80歲=4，80歲以上=5）這些人口統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行了調(diào)查。

4.2.2 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位

本文使用受教育程度（小學(xué)=1，初中=2，中專/高中=3，大專/本科=4，研究生及以上=5）和年收入（0-3萬=1，3-5萬=2，5-10萬=3，10萬以上=4）來測量老年人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。

4.2.3 身心狀態(tài)

問卷中通過詢問受訪者“現(xiàn)在的生活是否需要有人照料？”來了解老年人的身體條件，該問題采用李克特3級量表進(jìn)行測量（1表示經(jīng)常需要，2表示偶爾需要，3表示不需要）。

問卷中通過詢問受訪者“覺得相對于同齡人自己的心態(tài)是更年輕、差不多還是更保守？”來了解老年人的心態(tài)，該問題采用李克特3級量表進(jìn)行測量（1表示更年輕，2表示差不多，3表示更保守）。

問卷中通過詢問受訪者“是否跟得上時(shí)代的發(fā)展？”來了解老年人的時(shí)尚性，該問題采用李克特5級量表來測量（1表示完全跟不上，5表示完全跟得上）。

4.2.4 上網(wǎng)頻率

問卷中通過詢問受訪者“平常多長時(shí)間上一次網(wǎng)？”來了解老年人的上網(wǎng)頻率，可供選擇的項(xiàng)目包括：不上網(wǎng)，1個(gè)月或更長時(shí)間1次，1個(gè)星期1次，1個(gè)星期3-5次，每天至少1次，該問題采用李克特5級量表來測量（1表示不上網(wǎng)，5表示每天至少上一次網(wǎng)）。

4.2.5 認(rèn)知因素

（1）年輕人感知的知識有用性

問卷中通過詢問受訪者“覺得現(xiàn)在的年輕人如何看待老一輩的知識價(jià)值？”來了解年輕人感知的知識有用性，該問題采用李克特5級量表來測量（1表示非常沒有價(jià)值，5表示非常有價(jià)值）。

（2）老年人感知的知識有用性

問卷中通過詢問受訪者“覺得自己是否掌握對社會(huì)及下一代仍然有用的知識？”來了解老年人感知的知識有用性，該問題采用0、1變量進(jìn)行測量（1表示是，0表示否）。

（3）老年人感知的收獲

問卷中通過詢問受訪者“覺得向年輕人轉(zhuǎn)移知識能否得到一些收獲？”來了解老年人感知的收獲，該問題采用0、1變量進(jìn)行測量（1表示是，0表示否）。

4.2.6 老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿

問卷中通過詢問受訪者“愿意向年輕人分享您的一些經(jīng)驗(yàn)或知識么？”來了解老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿，該問題采用李克特5級量表來測量（1表示完全不愿意，5表示非常愿意）。

4.3 數(shù)據(jù)分析

本文將采用SPSS 20.0對回收的286份有效問卷進(jìn)行回歸分析，在數(shù)據(jù)分析結(jié)果的基礎(chǔ)上建立老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素模型。

5 研究發(fā)現(xiàn)

5.1 描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，樣本的男女分布均勻（男性占52.4%），低齡的老年人居多（60-70歲的老年人占68.5%），高學(xué)歷的老年人較少（大專/本科及以上的占20.9%），年收入在5萬以下的居多（86.7%），樣本中老年人的身體條件總體上比較好（不需要照料的占86%），大部分老年人表示心態(tài)比較年輕或和同齡人差不多（84.3%）。

如圖1所示，雖然較少的老年人表示會(huì)上網(wǎng)（29.7%）、覺得年輕人對老年人知識有用性有高評價(jià)的老年人只有不到1/3（31.8%），但大多數(shù)老年人表示自己的知識是有用的（84.6%）、代際知識轉(zhuǎn)移能夠給自己帶來收獲（78.3%）、而且愿意轉(zhuǎn)移知識給年輕人（62.9%）。顯然，我們應(yīng)該好好利用這些老年人的積極性和有用的知識。后文將會(huì)繼續(xù)探索到底哪些因素對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿起到關(guān)鍵作用。

5.2 皮爾遜相關(guān)分析

為了盡量避免回歸模型的多重共線性問題，在采用回歸分析前，本文先對影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的各因素進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析（部分結(jié)果見表2）。相關(guān)系數(shù)R的范圍在-1到1之間，當(dāng)R=1表示完全正相關(guān)，R=-1表示完全負(fù)相關(guān)，R=0表示不相關(guān)。相關(guān)系數(shù)絕對值的范圍在0.3-0.5之間是低度相關(guān)，在0.5-0.8之間是顯著相關(guān)，0.8以上是高度相關(guān)[29]。

根據(jù)皮爾遜相關(guān)分析，我們可以發(fā)現(xiàn)，除性別和年齡外其他自變量和因變量之間的相關(guān)系數(shù)都顯著，這為本文的實(shí)證研究提供了可行性。另外，數(shù)據(jù)顯示所有自變量間的相關(guān)系數(shù)（由于篇幅關(guān)系，此處省略具體的數(shù)值展示）都比較低（<0.5），這在一定程度上能夠說明我們建立的回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

5.3 回歸分析

5.3.1 直接關(guān)系

為了了解人口統(tǒng)計(jì)特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、身心狀態(tài)、上網(wǎng)頻率以及認(rèn)知因素對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響，本文首先選擇人口統(tǒng)計(jì)特征（性別、年齡）作為自變量、代際知識轉(zhuǎn)移意愿作為因變量建立模型1；然后在模型1的基礎(chǔ)上依次加入社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（教育背景、年收入，模型2）、身心狀態(tài)（身體條件、心態(tài)、時(shí)尚性，模型3）、上網(wǎng)頻率（模型4）、年輕人感知的知識有用性（模型5）、老年人感知的知識有用性和感知的收獲（模型6）這些自變量，建立了模型2、3、4、5、6（回歸分析結(jié)果見表3）。通過回歸系數(shù)的變化以及模型R2的變化可以得到各類型自變量對因變量的影響程度以及模型的解釋力度，從而找到影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的關(guān)鍵因素。

（1）人口統(tǒng)計(jì)特征與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿

模型1、2、3、4、5、6中，性別和年齡都沒有表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著影響；且在模型1中F檢驗(yàn)不顯著（P>0.05），模型擬合度不好，R2只有0.8%。綜上所述性別和年齡不能有效地對因變量做出解釋。

（2）社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿

模型2、3、4、5、6中，年收入都沒有表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著影響，但教育背景在這5個(gè)模型中都表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著積極影響；在模型2中F檢驗(yàn)顯著（P<0.001），模型擬合度較好；模型2中 R2有9.4%，加入社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位使得R2從模型1（0.8%）到模型2（9.4%）發(fā)生了顯著的改變（8.6%）。

根據(jù)上述的數(shù)據(jù)分析可知，教育背景對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有直接的積極影響。已有研究也已經(jīng)證明了教育水平是知識轉(zhuǎn)移的重要影響因素[30]。據(jù)此，本文提出命題1：

命題1：教育背景對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有積極影響。

（3）身心狀態(tài)與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿

模型3、4、5、6中，心態(tài)和時(shí)尚性都沒有表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著影響，但身體條件在這4個(gè)模型中都表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著消極影響；在模型3中F檢驗(yàn)顯著（P<0.001），模型擬合度較好；模型3中 R2有14%，加入身心狀態(tài)使得R2從模型2（9.4%）到模型3（14%）發(fā)生了顯著的改變（4.6%）。

根據(jù)上述的數(shù)據(jù)分析可知，身體條件越強(qiáng)的老年人向年輕人轉(zhuǎn)移知識的意愿越弱。這可能是因?yàn)樯眢w條件越好的老年人再就業(yè)意愿越強(qiáng)[31]，從知識保護(hù)的角度考慮可能不太愿意將有用知識轉(zhuǎn)移出去[32]。據(jù)此，本文提出命題2：

命題2：身體條件對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有消極影響。

（4）上網(wǎng)頻率與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿

模型4、5中，上網(wǎng)頻率表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著積極影響；模型4的 F檢驗(yàn)顯著（P<0.001），模型擬合度較好， R2有15.6%，加入上網(wǎng)頻率使得R2從模型3（14%）到模型4（15.6%）發(fā)生了顯著的改變（1.6%），這表明上網(wǎng)頻率能在一定程度上解釋老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿；然而在模型6中，加入了老年人感知的知識有用性和感知的收獲之后，上網(wǎng)頻率的影響不顯著了，這表明新加入的兩個(gè)變量可能對上網(wǎng)頻率與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿之間的關(guān)系起到中介作用。

（5）認(rèn)知因素與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿

模型5中，年輕人感知的知識有用性表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著積極影響；在模型5中F檢驗(yàn)顯著（P<0.001），模型擬合度較好；模型5中 R2有20.0%，加入年輕人感知的知識有用性使得R2從模型4（15.6%）到模型5（20.0%）發(fā)生了顯著的改變（4.4%），這表明年輕人感知的知識有用性能在一定程度上解釋老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿；然而在模型6中，年輕人感知的知識有用性的影響不顯著了，這表明新加入的兩個(gè)變量可能對年輕人感知的知識有用性與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿之間的關(guān)系起到中介作用。

模型6中，老年人感知的知識有用性和感知的收獲都表現(xiàn)出對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的顯著影響；在模型6中F檢驗(yàn)顯著（P<0.001），模型擬合度較好；模型6中 R2有34%，加入新變量使得R2從模型5（20.0%）到模型6（34%）發(fā)生了顯著的改變（14%）。

根據(jù)上述的數(shù)據(jù)分析可知，老年人感知的知識有用性和感知的收獲能夠較好地解釋老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿，當(dāng)老年人覺得自己擁有對社會(huì)和下一代有用的知識、代際知識轉(zhuǎn)移能夠給自己帶來收獲，老年人更愿意向年輕人轉(zhuǎn)移知識。這可能是因?yàn)?，?dāng)老年人認(rèn)為自己擁有有用知識時(shí)，才會(huì)覺得自己能夠?yàn)槟贻p人提供有用知識，已有研究也表明了知識自我效能是知識轉(zhuǎn)移的重要前因[16]；另外，當(dāng)老年人認(rèn)為代際知識轉(zhuǎn)移行為能夠給自己帶來收獲時(shí)，才會(huì)有動(dòng)力為年輕人提供有用知識，已有研究也表明了內(nèi)外動(dòng)機(jī)是知識轉(zhuǎn)移的重要前因[16]。據(jù)此，本文提出命題3、4：

命題3：老年人感知的（自己）知識有用性對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有積極影響。

命題4：老年人感知的（代際知識轉(zhuǎn)移）收獲對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有積極影響。

5.3.2 中介關(guān)系

考慮自變量X對因變量Y的影響，如果X通過影響變量M來影響Y，則稱M為中介變 量[33]，而要檢驗(yàn)M是否起到中介變量的作用，需要進(jìn)行一系列的回歸分析（如圖2所示）。

若圖2中的回歸方程I、II中a、c顯著，回歸方程III中b顯著而c不顯著，則M對X和Y之間的關(guān)系起到完全中介作用；若回歸方程I、II中a、c顯著，回歸方程III中b顯著、c顯著但絕對值減小，則M對X和Y之間的關(guān)系起到部分中介作用。

（1）方程I

從模型5我們可以看出，教育背景、身體條件、上網(wǎng)頻率、年輕人感知的知識有用性這些自變量對因變量具有顯著的直接作用（即方程I的c顯著）；

（2）方程III

從模型6我們可以看出，當(dāng)加入老年人感知的知識有用性和感知的收獲之后，老年人感知的知識有用性和感知的收獲的回歸系數(shù)顯著（即方程III的b顯著），教育背景、身體條件的回歸系數(shù)顯著但絕對值減?。捶匠蘄II的c顯著但絕對值減?。暇W(wǎng)頻率、年輕人感知的知識有用性的回歸系數(shù)不顯著（即方程III的c不顯著）。

綜合模型5、6的結(jié)果我們認(rèn)為，老年人感知的知識有用性和感知的收獲可能對教育背景和身體條件與因變量之間的關(guān)系起到部分中介作用，對上網(wǎng)頻率和年輕人感知的知識有用性與因變量之間的關(guān)系起到完全中介作用。

（3）方程II

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)老年人感知的知識有用性和感知收獲的中介作用，我們還需要參照方程II建立自變量與中介變量間的回歸方程：

首先，為了檢驗(yàn)老年人感知的知識有用性是否為中介變量，我們選擇性別、年齡、教育背景、年收入、身體條件、心態(tài)、時(shí)尚性、上網(wǎng)頻率、年輕人感知的知識有用性作為自變量，老年人感知的知識有用性作為因變量建立二元邏輯回歸模型7（回歸結(jié)果見表5）；

然后，為了檢驗(yàn)老年人感知的收獲是否為中介變量，我們選擇性別、年齡、教育背景、年收入、身體條件、心態(tài)、時(shí)尚性、上網(wǎng)頻率、年輕人感知的知識有用性作為自變量，老年人感知的收獲作為因變量建立二元邏輯回歸模型8（回歸結(jié)果見表4）。

根據(jù)模型5、6、7、8，我們可以得到以下發(fā)現(xiàn)：

第一，身體條件與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿之間的關(guān)系。

在模型7中，身體條件（B=-1.680，P<0.05）表現(xiàn)出對老年人感知的知識有用性的顯著消極影響（即方程II的a顯著）。

綜合模型5、6、7，我們可以認(rèn)為身體條件除了對老年人代際知識轉(zhuǎn)移的意愿具有直接消極影響，還會(huì)通過老年人感知的知識有用性的中介對老年人代際知識轉(zhuǎn)移的意愿產(chǎn)生間接消極影響。這可能是因?yàn)樯眢w條件好的老年人越能緊跟時(shí)代發(fā)展（前述的皮爾遜相關(guān)分析顯示身體條件和時(shí)尚性具有正相關(guān)關(guān)系），知識更新?lián)Q代的意識越強(qiáng)，越有可能覺得自己以前掌握的知識過時(shí)了，從而越不可能轉(zhuǎn)移知識給年輕人。據(jù)此我們可以提出命題5、6：

命題5：老年人的身體條件對老年人感知的知識有用性具有消極影響。

命題6：老年人的身體條件通過老年人感知的知識有用性的中介，對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生消極影響。

第二，上網(wǎng)頻率與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿之間的關(guān)系。

在模型8中，上網(wǎng)頻率（B=0.319，P<0.05）表現(xiàn)出對老年人感知的收獲的顯著積極影響（即方程II的a顯著）。

綜合模型5、6、8，我們可以認(rèn)為上網(wǎng)頻率完全通過老年人感知的收獲的中介對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生間接消極影響。這主要是因?yàn)榻?jīng)常上網(wǎng)的老年人，對新知識、新技術(shù)的需求比較高，因而更可能希望從年輕人身上學(xué)習(xí)電腦、互聯(lián)網(wǎng)等知識，希望能夠得到年輕人的幫助，而且已有研究也表明社會(huì)交往、學(xué)習(xí)新知識等是老年人上網(wǎng)的主要?jiǎng)訖C(jī)和行為；另外，經(jīng)常上網(wǎng)的老年人也有更多的與年輕人交往的經(jīng)驗(yàn)，更可能認(rèn)識到和年輕人交往能夠得到一些收獲（如社會(huì)交往的樂趣、尊重、學(xué)習(xí)新的知識等），因此他們從事代際知識轉(zhuǎn)移這種與年輕人交往的行為的意愿更強(qiáng)。據(jù)此我們可以提出命題7、8：

命題7：上網(wǎng)頻率對老年人感知的收獲具有積極影響。

命題8：上網(wǎng)頻率通過老年人感知的收獲的完全中介，對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生積極影響。

第三，年輕人感知的知識有用性與老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿之間的關(guān)系。

在模型7中，年輕人感知的知識有用性（B=1.226，P<0.001）表現(xiàn)出對老年人感知的知識有用性的顯著積極影響（即方程II的a顯著）；在模型8中，年輕人感知的知識有用性（B=1.041，P<0.001）表現(xiàn)出對老年人感知的收獲的顯著積極影響（即方程II的a顯著）。

綜合模型5、6、7、8，我們可以認(rèn)為年輕人感知的知識有用性通過老年人感知的知識有用性和感知的收獲的中介對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生間接積極影響。一方面，老年人的行為和認(rèn)知很容易受到外界環(huán)境的影響，若年輕人對老年人的知識價(jià)值評價(jià)不高，老年人的自我評價(jià)會(huì)受到一定的負(fù)面影響，轉(zhuǎn)移知識給年輕人的意愿也會(huì)降低；另一方面，知識轉(zhuǎn)移可以看作是一種社會(huì)交換活動(dòng)，知識轉(zhuǎn)移方的收獲大部分來自于接收方，只有接收方認(rèn)為轉(zhuǎn)移方的知識是有價(jià)值時(shí)，接收方才有可能為接收知識而付出報(bào)酬（經(jīng)濟(jì)、尊重、互惠等），因而當(dāng)老年人感覺年輕人對老一輩知識價(jià)值具有較高評價(jià)時(shí)，老年人更可能認(rèn)為向年輕人轉(zhuǎn)移知識能夠得到一些收獲，從而更愿意向年輕人轉(zhuǎn)移知識。已有研究也證明，老年員工感知到的年輕員工對老年員工的認(rèn)知會(huì)對老年員工知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生影響[18]。據(jù)此我們可以提出命題9、10、11、12：

命題9：年輕人感知的（老年人）知識有用性對老年人感知的知識有用性具有積極影響。

命題10：年輕人感知的知識有用性通過老年人感知的知識有用性的完全中介，對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生積極影響。

命題11：年輕人感知的知識有用性對老年人感知的收獲具有積極影響。

命題12：年輕人感知的知識有用性通過老年人感知的收獲的完全中介，對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生積極影響。

5.3.3 影響因素模型

綜合上述分析，我們可以建立老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素模型（參見圖3）。教育背景、老年人感知的（自己）知識的有用性和感知的（代際知識轉(zhuǎn)移）收獲對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿具有直接積極影響；身體條件除對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿有直接的消極影響外，還會(huì)通過老年人感知的知識有用性這個(gè)中介消極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿；通過老年人感知的收獲這個(gè)中介，上網(wǎng)頻率會(huì)積極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿；通過老年人感知的知識有用性和感知的收獲這兩個(gè)中介，年輕人感知的（老年人）知識有用性會(huì)積極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿。

6 總結(jié)與展望

本文首先在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上構(gòu)建了老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿影響因素的研究框架；然后對山東省濟(jì)南市城鎮(zhèn)老年人進(jìn)行走訪調(diào)查，回收了286份有效問卷（年齡均在60歲及以上）；最后，通過SPSS20.0對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，構(gòu)建了老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素模型。本文的研究結(jié)論具有一定的理論貢獻(xiàn)和實(shí)踐意義，當(dāng)然還存在一些不足之處需要在未來研究中進(jìn)一步完善。

6.1 理論和實(shí)踐啟示

6.1.1 理論啟示

首先，以往研究往往從空間維度研究母子公司間、不同組織間、組織內(nèi)部之間的知識轉(zhuǎn)移問題[5]，本文主要關(guān)注的是時(shí)間維度的代際知識轉(zhuǎn)移，本文的研究發(fā)現(xiàn)能夠?qū)扔醒芯窟M(jìn)行補(bǔ)充。

其次，本文構(gòu)建的老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素模型顯示：①教育背景能夠積極影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿，在以往研究中教育背景往往作為控制變量；②身體條件一方面會(huì)對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生直接消極影響，另一方面還會(huì)通過老年人感知的知識有用性的中介，對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生間接消極影響，以往研究中暫未發(fā)現(xiàn)關(guān)于這種關(guān)系的分析和驗(yàn)證；③上網(wǎng)頻率也會(huì)通過老年人感知的收獲對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生積極影響，這一結(jié)論在一定程度上驗(yàn)證了老年人采納互聯(lián)網(wǎng)等新技術(shù)的積極后果；④年輕人感知的知識有用性對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿沒有直接影響，但會(huì)通過老年人感知的知識有用性和感知的收獲，對老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生間接的積極影響，而以往研究更多關(guān)注知識接收方的個(gè)體因素對接收方意愿和行為的影響，缺少關(guān)于接收方的個(gè)體因素對轉(zhuǎn)移方意愿和行為作用的研究。

6.1.2 實(shí)踐啟示

本文構(gòu)建的老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿的影響因素模型能夠?yàn)榇H知識轉(zhuǎn)移促進(jìn)策略的制定提供參考。如上網(wǎng)頻率能夠通過影響老年人感知的收獲來影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿，雖然目前濟(jì)南市老年人上網(wǎng)率已達(dá)到29.7%，但仍然有較大的提升空間。相關(guān)機(jī)構(gòu)應(yīng)該繼續(xù)尋找有效措施提高老年人上網(wǎng)比例，這不僅有利于提高老年人幸福感，還能夠促進(jìn)老年人代際知識轉(zhuǎn)移；年輕人感知的知識有用性會(huì)通過影響老年人感知的知識有用性和感知的收獲來影響老年人代際知識轉(zhuǎn)移意愿，因而社會(huì)應(yīng)引導(dǎo)年輕人正確對待老年人的經(jīng)驗(yàn)和知識，給予老年人的經(jīng)驗(yàn)、知識應(yīng)有的尊重和評價(jià)，從而提高老年人的代際知識轉(zhuǎn)移意愿和行為，實(shí)現(xiàn)整個(gè)社會(huì)的知識傳承。

6.2 不足與展望

雖然本文的研究得出了有意義的結(jié)論，但仍存在一些不足之處。首先，本文的研究還只是停留在意愿的階段，未來研究還需要考慮如何將老年人的意愿變?yōu)樾袆?dòng)，并對代際知識轉(zhuǎn)移行為的結(jié)果進(jìn)行研究；第二，由于本文只選擇了濟(jì)南市的城鎮(zhèn)老年人為調(diào)查對象，因而本文構(gòu)建的影響因素模型的普適性略顯不足，之后需要擴(kuò)大調(diào)查范圍，在全國數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建更具有代表性的模型；最后，未來還需要將本文選取的變量構(gòu)念化，采用結(jié)構(gòu)方程模型對本文提出的命題進(jìn)行更深入的檢驗(yàn)。

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