以下分別就迴歸結果、預測機率及邊際效應在理財興趣度上的分析說明如 下：
一、 迴歸結果分析
本小節亦利用性別、年級、雙親最高學歷、一個月生活費、父親職業、母 親職業與理財素養得分等為自變項，利用 orderd logit model 來分析這些自變項 對理財興趣度的影響。理財興趣度共有五個等分，由門檻值可以看出來依變項 為一個有序的變量，門檻值之間的距離並不相等，而且數值逐漸提高成顯著狀
65
態。由-2 對數概似值可知，卡方值為 53.401(p<.01)，通過卡方檢定，說明至少 有一個自變項的迴歸係數不為 0。換句話說，包含上述七個自變項的模型，其適 配度比僅包含常數項的模型為佳，本模型具有顯著的適配度。
由迴歸係數中可知，有顯著的自變項包括性別、年級、母親職業與理財素 養得分，性別與年級兩項與理財興趣度尚比商品熟悉度有較高的解釋能力，性 別變項的係數值為正，表示男大學生比女大學生對於理財知識有較高的興趣。
雖然前述之文獻無法直接解釋本研究之結果，然都意味著男性比女性對投資理 財抱持較開放的態度（FINRA, 2014; O’Neill & Xiao, 2003）。以在年級變項方面，
則低年級學生比高年級學生對理財知識有較高的興趣，這或許是高年級學生已 經面臨升學與就業的真實狀況，因此會將注意力轉移至與他們升學或就業有關 的課題上，自然降低了對理財知識的興趣。由此推論，理財教育應該在低年級 實施，讓學生及早獲得理財素養，以為其未來進入社會，做相關的準備。
至於母親職業與理財素養得分兩個自變項，其與商品熟悉度的結果相同。
前者表示母親職位越高，大學生對於理財知識的興趣度將降低，而母親職位越 低，學生反而提高對理財知識的興趣度。此結果也可透過 Shim 等人（2010）看 法來解釋，父母實際的教導比其職業影響較為顯著。同樣的，理財素養得分對 於理財知識的興趣度有正向影響，大學生的理財素養越高，越容易產生對理財 知識的高度興趣，如果學生理財素養偏低，其對於理財知識也較無興趣，此結 果與前述之文獻同樣呈現一致性（Chen & Volpe, 1998; FINRA, 2013; Lusardi et al., 2010; Raju,et al., 1995）。然而這有可能產生負向的循環，興趣低的結果也帶 來較低的理財素養，而此推論可透過 Braunstein 和 Welch（2002）進行驗證，其 可能是由家庭的背景或是理財社會化影響所致。
66
表 4-3-4
理財興趣度迴歸模式結果
估計 標準誤差 Wald [理財興趣度 = 0] -.748 .458 2.668 [理財興趣度 = 1] .707 .456 2.399 [理財興趣度 = 2] 2.088*** .462 20.469 [理財興趣度 = 3] 3.200*** .470 46.366 [理財興趣度 = 4] 3.876*** .480 65.300
性別 .323* .127 6.462
年級 -.147* .062 5.594
雙親最高學歷 .100 .062 2.606
一個月生活費 .071 .070 1.029
父親職業 .113 .063 3.150
母親職業 -.128* .058 4.964
理財素養得分 .023*** .004 31.244 -2 對數概似 2516.676
卡方 53.401**
假 R 平方（Cox 和 Snell） .064
*p < .05. ***p < .001.
二、 預測機率
接著，我們要觀察七個自變項對理財興趣度結果的預測機率，以大學生的 觀點來看，這七個自變項中，理財興趣度為 2 的平均數得分是最高，其機率為.313；
其次是理財興趣度為 1，其平均數機率為.259；理財興趣為 4 的平均數得分最低，
其機率為.05。理財興趣度為 1~3 中，其平均數的機率加總值已為 73.8%，是預 測機率最高的部分。而理財興趣度在 4~5 中間，其平均數的加總機率為 12%，
也是相對較低。在預測機率的最大值方面，理財興趣度為 0 的機率值最大；其 次是理財興趣度為 1 時，其最大值為.35；理財興趣度為 4 時，其機率的最大值
67
僅有.13，是六個反應變量當中機率值最小者。由上述的結果可知，理財興趣度 在 1~3 中間，有較高的預測機率值。
表 4-3-5
反應變量出現結果之預測機率
平均數 最小值 最大值
[理財興趣度 = 0] .142 .04 .36 [理財興趣度 = 1] .259 .10 .35 [理財興趣度 = 2] .313 .20 .33 [理財興趣度 = 3] .166 .06 .27 [理財興趣度 = 4] .055 .02 .13 [理財興趣度 = 5] .066 .02 .20
三、 邊際效應
在理財興趣度的邊際效應方面，由表 4-3-6 可知，性別自變項的結果與商品 熟悉度的結果相同。由女性轉換成男性時，理財興趣度都明顯的增加，在理財 興趣度為 3 時，其邊際效應變化最明顯，預測機率增加 3.3%；其次是理財興趣 度為 5 時，其預測機率增加 1.9%。在年級自變項上，其結果亦與商品熟悉度相 同，隨著年級增加，大學生對於理財興趣度反而逐漸下降。雙親最高學歷的自 變項上，其結果則與商品熟悉度不同，父母的最高學歷增加，其子女的理財興 趣度 會提高，而且興趣度的區間也是呈現正向的增加，由表中可知理財興趣度 為 2-5 時，均有正向的邊際效應，且在理財興趣度為 3 時，雙親最高學歷增加 一單位，理財興趣度的預測機率會增加 1%。在一個月生活費的變項上，隨著大 學生的生活費提高，對理財興趣度也是產生正向的邊際效應，與商品熟悉度有 相同的結果。至於父親與母親的職業上，理財興趣度的邊際效應與商品熟悉度 的結果相同。隨著父親的職業提高，其子女對理財興趣度會產生正向的邊際變 化，在理財興趣度為 3 時，父親職業每增加一個單位，其理財興趣度的預測機 率就會增加 1.1%。而母親職業的變化，則產生相反的結果。最後在理財素養得
68
分上，大學生的理財素養得分提高，其理財興趣度均會上升，在理財興趣度為 2 至 5 間距上均呈現明顯的正向效應。由本表可知，理財興趣度等於 1 時，各項 自變項的邊際效應都較高，而理財興趣度為 4 時，則有較低的邊際效應。
表 4-3-6
構念分數改變之邊際效應與相對機率變化量
理財興趣度
0 1 2 3 4 5 性別 -0.037 -0.040 0.012 0.033 0.014 0.019 年級 0.017 0.018 -0.006 -0.015 -0.006 -0.008 雙親最高學歷 -0.012 -0.012 0.004 0.010 0.004 0.006 一個月生活費 -0.008 -0.009 0.003 0.007 0.003 0.004 父親職業 -0.013 -0.014 0.004 0.011 0.005 0.006 母親職業 0.015 0.016 -0.005 -0.013 -0.006 -0.007 理財素養得分 -0.003 -0.003 0.001 0.002 0.001 0.001