第四章 研究結果與討論
第五節 高中教師理財態度、理財行為與理財滿意度之徑路分析
本研究假設高中教師之「理財態度」影響「理財行為」；「理財行為」影響
「理財態度」；「理財態度」影響「理財滿意度」；「理財行為」影響「理財滿 意度」，對此理論架構之驗證乃自每個測量模式之觀察變項對潛在變項之因果關 係為始，以修正模式中的因果關係，並對於修正後之個別模式進行整合，因此，
本節依序以初始預設模式之適配度檢定、理論模式修正、測量模式、結構模式等 部分說明本模式的模式驗證與修正過程，並探討變項間之關係結果。
壹、初始預設模式之適配度檢定 一、統計結果
經 AMOS17.0 軟體進行結構方程模式分析，獲得高中教師之理財態度、理 財行為與理財滿意度模式之標準化路徑圖 4-5-1 及各項統計檢定值。在初始預設 模式驗證過程中，得到如下結論：首先，所有估計參數之誤差變異數皆為正，沒 有出現負值，並達顯著水準；再者，估計參數統計量彼此間相關之絕對值介於 0.06 至 0.63 之間，沒有太接近 1；潛在變項與其測量指標間之因素負荷量除「自 利性」與「求財性」向度之外，幾乎介於 0.5 與 0.95 之間。
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圖 4-5-1 理財態度、理財行為與理財滿意度初始預設模式標準化路徑結構圖
二、模式整體適配度指標評估
結構方程模式有多種指標來檢測模式與資料的適配程度，包括誤差、相關程 度、辨認等等，模式需要符合誤差變異不能有負值、標準誤小、因素負荷量不能 低於0.5等要求，否則必須重新檢核該模式。吳明隆（2009）認為絕對適配度指數 評估包括：評估卡方值（χ2）的p值是否大於0.05，適配度指標(GFI)和調整後適 配度指標（AGFI）值是否大於0.90，殘差均方根（RMR）與漸進殘差均方根
（RMSEA）是否小於0.50，非集中性參數(NCP)值是否很小，預設模式的期望跨 效度指數（ECVI）值是否小於獨立模式和飽和模式的ECVI值。增值適配度指數 的評估則包括：評估規準適配指數（NFI）值、相對適配指數（RFI）值、增值 適配指數(IFI)值、非規準適配指數（TLI）值和比較適配指數（CFI）值是否均大 於0.90。簡約適配度指數的評估則包括：評估簡約適配指數（PGFI）值、簡約調 整後之規準適配指數（PNFI）值和簡約調整後之比較適配指數（PCFI）值是否 均大於0.50。
本研究所建構之初始預設模式經觀察資料加以驗證結果如表4-5-1，簡約適配 指數PNFI、PGFI及PCFI皆能符合適配標準；絕對適配指數之AGFI與RMSEA為 接近檢定值外，其餘均能大於0.90，符合適配指數；相對適配指數之NFI、RFI、
IFI、CFI等四個指數也僅介於0.79至0.87間，皆未能通過0.90之標準值。因此，本 研究之初始理論模式必須進行模式修正。
表 4-5-1
所有參數統計量的估計值、標準化殘差以及修正指標（Modification Indices）等。
根據初始模式修正指數表，無論從共變異或迴歸路徑係數視之，仍有多項M.I.
評估應理財態度與增加下列測量誤差項間之共變異關係：保險與風險（e22）與 安全性（e11）、保險與風險（e22）與信用借貸（e23）、信用借貸（e23）與安 全性（e11）、自利性（e14）與求財性（e12），表示此四組層面間的某些題項 所測量行為或態度有某種類同，研究者經評估於理論上合理，且不會違背經驗法 則與SEM之假定，因此，將此四組觀察變項之誤差變項設成具有共變關係。經重 新執行模組適配度檢驗後，得到修正之標準化路徑係數等數據資料及結構模式圖
（圖4-5-2）。
修正模式之整體適配度檢定摘要如表4-5-2，由數據顯示，修正模式於絕對適 配度、增值適配度以及簡約適配度等指數均優於初始理論模式。進一步檢核M.I.
模式修正指數表，發現各變項的共變異修正指數值降低，且符合Joreskog與 Sorbom（1993）之建議值。
所以修正模式的絕對適配度、增值適配度以及簡約適配度適配情形良好，而 結構方程模式內在適配度評鑑為組合信度（Construct Reliability；CR）與平均變 異抽取量（Average Variance Extracted；AVE）如表4-5-3，「理財態度」與「理 財行為」的組合信度分別為0.77與0.83，二者皆大於0.7，符合標準；「理財態度」
與「理財行為」平均抽取變異量分別為0.50與0.50，符合標準，模式內在品質理 想。
表 4-5-2
教師理財態度、理財行為與理財滿意度整體適配度摘要表
指標 指標檢定結果數值 配適標準 符合程度
絕對配適度指標
GFI 0.96 ＞0.90 以上 ∨
AGFI 0.92 ＞0.90 ∨
RMR 0.01 ＜0.05 ∨
RMSEA 0.08 0.05 ~0.08 ∨
相對配適度指標
NFI 0.92 ＞0.90 以上 ∨
CFI 0.96 ＞0.90 以上 ∨
IFI 0.94 ＞0.90 以上 ∨
RFI 0.87 ＞0.90 以上 接近
TLI 0.90 ＞0.90 以上 ∨
簡約配適度指標
PNFI 0.59 ＞0.5 以上 ∨
PGFI 0.51 ＞0.5 以上 ∨
PCFI 0.61 ＞0.5 以上 ∨
CN 214 ＞200 ∨
df
2/
χ 3.47 ＜5 ∨
資料來源：研究者自行整理
圖 4-5-2 教師理財態度、理財行為與理財滿意度標準化路徑結構圖
表 4-5-3 達標準，一般學者建議GFI與AGFI值大於0.9為適配良好（Hu & Bentler,1999；邱 皓政，2006）。RMR、RMSEA一般認為0.05-0.08，本研究RMR為0.01、RMSEA
一、線性結構分析
1.測量模式分析 (1) 理財態度
高中教師在「理財態度」構面部分，模式中以「安全性」、「求財性」、「自 律性」與「自利性」四個面向構成「理財態度」之層面，與本研究的假設一致。
高中教師的理財態度構面中，除了「自利性」未達顯著水準，其餘各觀察變項皆 達0.001顯著水準。「理財態度」四個觀察變項「安全性」、「求財性」、「自 律性」與「自利性」之標準化負荷值（standardized weights）分別為0.49、0.30、
0.48、0.13，四個觀察變數之誤差變異量依序為0.76、0.91、0.77、0.98。解釋變異 分析分別為24%、9%、23%、2%，表示「安全性」與「自律性」對高中教師的理 財態度具有最佳的解釋力。高中教師的理財態度與教師本身的自我要求與控制有 關，且傾向於維持收支平衡與採取穩健且保守型的理財。Keller與Siegrist（2006）、
Borden等（2008）發現採取負責任的理財的人較不輕易碰觸風險性的理財工具。
(2) 理財行為
高中教師的「理財行為」構面包含「收支平衡」、「保險與風險」、「信用 借貸」、「財務規劃」、「儲蓄投資」五個觀察變項，經研究分析此五觀察變項 之標準化負荷值依序分別為0.73、0.52、0.56、0.83、0.80，均達0.001顯著水準，
五個觀察變項之誤差變異量依序為0.46、0.73、0.69、0.32、0.37，解釋變異分別 為54%、27%、31%、68%、63%。高中教師在理財行為的構面中以「財務規劃」
具有最高解釋變異，其次是「儲蓄投資」與「收支平衡」，表示「財務規劃」對 高中教師的理財行為具有68%的解釋程度。此可說明高中教師久居穩定的校園生 活，其收入來源為教師薪資，並無其他收入，為了未來的生活，「財務規劃」必 為首要的考量，進而採取穩健的「儲蓄投資」與「收支平衡」的理財行為，以避 免投資風險。
2. 結構模式分析
(1) 「理財態度」對於「理財行為」
標準化路徑係數在結構模式中，顯示內生潛在變項與外生潛在變項之間之影 響力，標準化數值越大則影響效果越大，數值越小則影響效果越小。由圖4-5-3 結構模式路徑顯示，「理財態度」潛在變項至「理財行為」潛在變項之標準化路 徑係數為0.82（p=0.000），表示高中教師的「理財行為」受到「理財態度」影響，
此顯示高中教師愈具有正向理財態度愈則愈能表現出正向理財行為， 由表4-5-4 瞭解本研究模型中各潛在變項對於各觀察變項之影響，「理財態度」對於「理財 行為」各觀察變項皆有正向影響，特別是「理財態度」對於「理財行為」的「財 務規劃」之影響效果最大，其次是「理財態度」對於「理財行為」的「儲蓄投資」
與「收支平衡」的影響。從以上觀點可以瞭解高中教師的理財態度是以做好個人 財務規劃為優先，若有盈餘則以銀行存款與穩健的投資行為來達到財務的收支平 衡。故本研究4-2之假設成立。
圖 4-5-3 教師理財態度、理財行為與理財滿意度路徑結構圖
(2) 「理財行為」對「理財滿意度」
由統計結果「理財行為」潛在變項至「理財滿意度」潛在變項之標準化路徑 理財態度
理財滿意度
理財行為 0.82***
0.58***
-0.13
係數為 0.58（p=0.000），表示高中教師的理財行為對理財滿意度為顯著影響力，
所以由「收支平衡」、「保險與風險」、「信用借貸」、「財務規劃」、「儲蓄 投資」所組成的「理財行為」對「理財滿意度」的具有顯著性解釋力。高中教師 愈有計劃性地從事理財規劃行為則在理財滿意度上愈容易獲得主觀上的滿足感，
故本研究4-4之假設成立。
(3) 「理財態度」對「理財滿意度」
「理財態度」的潛在變項對「理財滿意度」之標準化路徑係數為-0.13，且不 具顯著水準，表示由「安全性」、「求財性」、「自律性」與「自利性」變項所 組成之整體「理財態度」對「理財滿意度」不具顯著的影響力，也就是高中教師 本身具不具有正向理財態度不會直接影響個人的理財滿意度。本研究4-3之假設 不成立。
(4) 「理財態度」對「理財行為」進而對「理財滿意度」之影響
根據資料分析，「理財態度」潛在變項至「理財行為」之標準化路徑為0.82，
「理財行為」潛在變項至「理財滿意度」之標準化路徑為0.58，兩者皆達顯著效 果，而理財態度對理財滿意度的間接效果為0.48（0.82 * 0.58）。可知高中教師的
「理財態度」確實能透過影響「理財行為」，進而間接影響「理財滿意度」。「理 財態度」對「理財滿意度」有顯著之影響，由「安全性」、「求財性」、「自律 性」與「自利性」變項所組成之整體「理財態度」愈具正向態度，則「理財滿意 度」會愈高。
由圖4-5-3「理財態度」對「理財行為」之影響達到顯著，其直接影響效果為 0.82。「理財行為」對「理財滿意度」之影響達到顯著，其直接影響效果為0.58。
由表4-5--5潛在變項影響效果標準化係數分析表顯示，「理財態度」對「理財滿 意度」之直接影響效果值為 -0.13，未達顯者，但「理財態度」經由「理財行為」
對「理財滿意度」產生間接影響，並達到顯著水準，其間接效果為0.48，本研究 之研究假設四亦得到接受。整體而言，「理財態度」對於「理財行為」具有直接
正向效果；「理財行為」對於「理財滿意度」具有正向效果；「理財態度」須透 過「理財行為」才能對「理財滿意度」產生影響，其總效果為0.35（0.48- 0.13）。
Shim等人（2009）指出理財態度可預測個人的理財行為、理財知識亦可透過 知覺行為控制來影響理財行為、理財知識可以透過理財態度直接或間接的影響理
Shim等人（2009）指出理財態度可預測個人的理財行為、理財知識亦可透過 知覺行為控制來影響理財行為、理財知識可以透過理財態度直接或間接的影響理