多群組分析

SEM 可以同時對多組資料做比較，檢定群組測量系統、結構模式是否具有 不變性（multigroup invariance）。多群組分析的目的在於評估一個適配於某一樣 本群體之模型，是否也配適於其它不同樣本群體，即評估預設模型在不同樣本群 體間是否相等或是係數具有不變性。群體可以是各種變項，例如性別、地區、教 育程度等。若是多群體 SEM 的分析結果顯示預設模型是適配的，可以被接受，

則其解釋力將更可被接受（曾永清，2015） 。

本研究將探討修正模式測量係數、路徑係數兩者於群組變數間的不變性，以 性別、理財知識的興趣、理財實務經驗等背景變項進行多群組分析，檢驗內生與 外生潛在變數間之路徑係數的恆等關係，亦即檢驗兩個群組間的路徑關係有無顯 著差異。

本研究以性別、理財實務經驗、對理財知識的興趣等三類加以分組，並進行 多群組分析。針對本研究結構方程式模式多群組分析說明如下。

壹、性別群組分析

一、

此處要檢定的是以修正模式用群組變項重新分析，是否可以通過測量路徑係 數不變性、結構路徑係數不變性條件的多層考驗。測量路徑係數不變性是觀察因 素測量係數值是否會在不同群組變項而改變，同樣地，結構路徑係數不變性是觀 察潛在變項路徑是否會在不同群組變項而改變。由表 4-15 發現，將未設定任何 限制模式與兩種限制的模式適配度加以比較，各模式適配情形大致良好。絕對適 配度除 GFI、AGFI、SRMR 接近標準之外，RMSEA 指標值符合標準。增值適配 度除 RFI、NFI 接近標準之外，其餘 IFI、CFI、TLI 三項指標均符合標準。簡約 適配度之 PGFI、PNFI、PCFI、CN、χ²/df 五項指標均符合標準。因此修正模式

表 4-15 性別群組多群組適配度檢定

指標 適配標準 未限制參數模式 限制參數模式 ^符合

測量路徑係數 結構路徑係數 程度

絕對適配度 統計檢定量

GFI ＞0.90 以上 0.880 0.875 0.874 接近 AGFI ＞0.90 以上 0.833 0.836 0.838 接近 RMSEA ＜0.08 0.047 0.046 0.046 良好 SRMR ＜0.05 0.055 0.057 0.061 接近 增值適配度

NFI ＞0.90 以上 0.864 0.859 0.856 接近 RFI ＞0.90 以上 0.831 0.834 0.834 接近 IFI ＞0.90 以上 0.937 0.935 0.934 良好 TLI ＞0.90 以上 0.920 0.922 0.923 良好 CFI ＞0.90 以上 0.935 0.934 0.933 良好 簡約適配度指數

PGFI ＞0.50 以上 0.633 0.666 0.680 良好 PNFI ＞0.50 以上 0.695 0.730 0.744 良好 PCFI ＞0.50 以上 0.752 0.794 0.811 良好

CN ＞200 244 246 246 良好

χ2/df 1～3 1.756 1.729 1.725 良好 資料來源：本研究整理

二、巢狀模式檢定

為了能更清楚了解在不變性條件下整體適配度的變化情形，本研究應用巢狀 卡方差分析（chi-square difference，Δχ²），逐一成對地比較。這種方法是以具有 不變性模式的χ²inv，減去沒有不變性模式的χ²no-inv，自由度亦相減，卡方差值服從卡 方分配，觀察其差值的顯著性，來判斷是否接受虛無假設，即接受各種不變性模 式。先假定預設模式是正確的，跨樣本間之路徑關係沒有不變性，各係數自由變 動不受限制，即取樣的男女教師，支持無關聯性但結構相同之模型組合。表 4-16 中模式 1 表示限制兩群組測量路徑係數相同，模式 2 表示限制兩群組測量路徑係 數相同，而且結構路徑係數相同，模式 3 同於模式 2，要求測量路徑係數與結構 路徑係數相同。首先檢驗測量路徑不變性（measurement invariance），於預設模

可知修正模型與模式 1 之卡方值分別為 432.086、449.622，卡方值差異（Δχ²） 為 17.536，相差 14 個自由度，該數值小於該自由度為 14 之臨界值，落在 H0區 域，無法拒絕虛無假設，顯示教師男女性別兩群組測量路徑係數相等之假設是成 立的。根據吳明隆（2009）的研究，測量誤差共變異參數不變性是最嚴苛的檢定，

在現實社會中，一般模式往往無法達到這樣嚴苛的要求，再者，p 值顯著時，在 統計上可能受到樣本數大小的影響而造成失真，所以實務上要再看模式的增值適 配度的增加量。根據 Little（1997）的研究，NFI 值、RFI 值、IFI 值、TLI 值之 增加量若小於 0.05，則可接受多群組模式無差異的假設。所以接著觀察 NFI 值、

RFI 值、IFI 值、TLI 等增量情形，四個數值增加量均小於 0.05，同樣接受兩模式 無差異的虛無假設，亦即在人格特質、理財素養、理財態度與理財行為上，樣本 於教師不同性別之間的測量路徑係數相等，上一節關於人格特質、理財素養、理 財態度與理財行為最佳觀察指標的結論，於受詴教師男女性別間均適用。

其次檢測結構路徑係數（標準化迴歸值）不變性（structural invariance），模 式 2 為要求測量路徑係數與結構路徑係數相同之限制模式，即男女教師間之測量 路徑與結構路徑係數相等，模式 2 是與修正模型進行配對比較。由表 4-16 結果 可知，修正模型與模式 2 之卡方值分別為 432.086、458.957，卡方值差異為 26.871，相差 20 個自由度，該數值小於該自由度為 20 之臨界值，未達顯著差異。

另外由 NFI 值、RFI 值、IFI 值、TLI 等四個增量數值結果觀察，四個數值增加 量均小於 0.05，表示要接受男女教師間測量路徑與結構路徑係數相等的虛無假 設。受詴教師不論男女，人格特質對理財素養與理財行為有正向顯著效果、而且 理財素養對理財行為與理財態度、理財態度對理財行為均有顯著的正效應。

第二種檢定方法是假設跨樣本之間之測量路徑模式是正確的，以此與測量路 徑係數與結構路徑係數均相同之限制模式（模式 3）配對比較，觀察測量路徑係 數與結構路徑係數是否同時具有不變性之假設（吳明隆，2009），模式 3 是巢對

NFI 值、RFI 值、IFI 值、TLI 等四個數值增加量均小於 0.05，表示要接受取樣男 女教師之間測量路徑與結構路徑係數相等的虛無假設，與上一節得到的模式是相 當適配的，男女教師群組各係數仍然相等。統計推論亦與前述第二種情形相同，

人格特質、理財態度與理財素養可以解釋他們的理財行為接近 70.6%，而且理財 態度具有最直接與最大的效益。分析結果彙整如表 4-16 所示

表 4-16 性別多群組巢狀分析表

檢驗條件 χ² Δχ² NFI IFI RFI TLI 一未限制模式為正確 432.086

模式 1.

測量路徑參數 449.622 17.536 0.006 0.006 -0.003 -0.003 模式 2.

結構路徑參數 458.957 26.871 0.008 0.009 -0.003 -0.003 二測量路徑模式為正確 449.622

模式 3.

結構路徑參數 458.957 9.335 0.003 0.003 -0.000 -0.000

***p＜.001；**p＜.01；資料來源：本研究整理

貳、理財實務經驗群組分析 一、整體適配度檢定

由表 4-17 顯示，將教師有無理財實務經驗的干擾因素加入本研究的修正模 式後，將未設定任何限制模式與兩種限制的模式適配度加以比較，各模式適配情 形大致良好。絕對適配度除 GFI、AGFI、SRMR 接近標準之外，RMSEA 指標值 符合標準。增值適配度除 RFI、NFI、TLI 接近標準之外，其餘 IFI、CFI 兩項指 標均符合標準。簡約適配度之 PGFI、PNFI、PCFI、CN、χ²/df 五項指標均符合 標準。因此修正模式在加入教師有無理財實務經驗干擾因素後的整體適配度尚稱 良好。

表 4-17 理財實務經驗多群組適配度檢定

指標 適配標準 未限制參數模式 限制參數模式 ^符合

測量路徑係數 結構路徑係數 程度

絕對適配度 統計檢定量

GFI ＞0.90 以上 0.864 0.860 0.856 接近 AGFI ＞0.90 以上 0.811 0.815 0.815 接近 RMSEA ＜0.08 0.054 0.053 0.053 良好 SRMR ＜0.05 0.056 0.063 0.065 接近 增值適配度

NFI ＞0.90 以上 0.844 0.838 0.833 接近 RFI ＞0.90 以上 0.806 0.809 0.808 接近 IFI ＞0.90 以上 0.915 0.913 0.910 良好 TLI ＞0.90 以上 0.892 0.895 0.895 接近 CFI ＞0.90 以上 0.913 0.911 0.908 良好 簡約適配度指數

PGFI ＞0.50 以上 0.622 0.654 0.666 良好 PNFI ＞0.50 以上 0.679 0.712 0.725 良好 PCFI ＞0.50 以上 0.734 0.774 0.790 良好

CN ＞200 213 215 214 良好

χ2/df 1～3 2.013 1.981 1.988 良好

二、巢狀模式檢定

由表 4-18 可知預設模型與模式 1 之卡方值分別為 495.150、515.053，卡方值 差異為 19.903，相差 14 個自由度，該數值小於該自由度為 14 之臨界值，落在 H0 區域，無法拒絕虛無假設，顯示教師教師有無理財實務經驗群組測量路徑係 數相等之假設是成立的。所以接著觀察 NFI 值、RFI 值、IFI 值、TLI 等增量情 形，四個數值增加量均小於 0.05，同樣接受兩模式無差異的虛無假設，亦即在人 格特質、理財素養、理財態度與理財行為上，採樣教師有無理財實務經驗的測量 路徑係數相等，上一節關於人格特質、理財素養、理財態度與理財行為最佳觀察 指標的結論，於取樣教師有無理財實務經驗均適用。

由度，該數值大於該自由度為 20 之臨界值，達顯著差異。表示要拒絕教師對理 財實務經驗測量路徑與結構路徑係數相等的虛無假設，表示結構路徑參數沒有恆 等關係。接著利用估計值差異比較法進行事後結果分析，若 CR 值大於 1.96，即 可證明各群組存在顯著差異。本研究以未限制參數模式做比較基礎，可以發現有 實務投資經驗的取樣教師於「理財態度」對「理財行為」之關係上，參數較無投 資經驗者為高，顯示有投資經驗者，其「理財態度」對「理財行為」有更大的影 響力。

接著進行第二種檢定方法，將預設模式與模式 3 進行配對比較，卡方值分別 為 515.053 與 528.940，兩值相差 13.887 與 6 個自由度，大於該自由度 6 的臨界 值，達顯著差異，表示這兩群組的結構路徑參數明顯有差異，結果與前陎情形相 同。分析結果彙整如表 4-19 所示。

表 4-18 理財實務經驗多群組巢狀分析表

檢驗條件 χ² Δχ² NFI IFI RFI TLI 一未限制模式為正確 495.150

模式 1.

測量路徑參數 515.053 19.903 0.006 0.007 -0.003 -0.003 模式 2.

結構路徑參數 528.940 33.790^* 0.011 0.012 -0.002 -0.003 二測量路徑模式為正確 515.053

模式 3.

結構路徑參數 528.940 13.887^* 0.004 0.005 0.001 0.001

表 4-19 實務投資經驗模式群組變項估計值差異比較

路徑 差異比較 結構路徑

理財態度 → 理財行為 有＞無

參、教師對理財知識興趣的群組分析 一、整體適配度檢定

接著以教師對理財知識興趣做為多群組的變項。教師對理財知識興趣分成兩 個群組。非常有興趣與有興趣者分成一組；沒興趣與非常沒興趣者分成同一組。

由表 4-20 顯示，將教師對理財知識有無興趣的干擾因素加入本研究的修正模式 後，將未設定任何限制模式與兩種限制的模式適配度加以比較，絕對適配度除 GFI、AGFI 接近標準之外，指其餘標值符合標準。增值適配度除 RFI、NFI 接近 標準之外，其餘 IFI、CFI、TLI 三項指標均符合標準。簡約適配度之 PGFI、PNFI、

由表 4-20 顯示，將教師對理財知識有無興趣的干擾因素加入本研究的修正模式 後，將未設定任何限制模式與兩種限制的模式適配度加以比較，絕對適配度除 GFI、AGFI 接近標準之外，指其餘標值符合標準。增值適配度除 RFI、NFI 接近 標準之外，其餘 IFI、CFI、TLI 三項指標均符合標準。簡約適配度之 PGFI、PNFI、