高中生之父母理財教導、理財素養、理財態度與理財行為之結構方

本研究假設「父母理財教導」影響「理財態度」、「理財素養」；而「理 財態度」和「理財素養」共同影響「理財行為」；「理財素養」亦影響「理財 態度」，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

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)，「理財素養」的組合信度為0.87，

而平均變異抽取量0.58；「理財態度」的組合信度為0.45，而平均變異抽取量0.20；

「理財行為」的組合信度為0.80，而平均變異抽取量0.42；「父母理財教導」的 組合信度為0.60，而平均變異抽取量為0.43。所以在四個構面中，以理財態度的 組合信度與平均變異抽取量最低，也許問卷內容尚未成熟，有待將來繼續發展 與修正。

經結構方程模式分析，獲得台中市高中生之父母理財教導、理財素養、理 財態度與理財行為模式之標準化路徑圖4-1。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0.01至0.61之間，沒有 太接近1；最後，潛在變項與其測量指標間之因素負荷量0.36至0.82間，幾乎介 於0.5與0.95之間。綜合以上檢核結果，本研究之初始預設模式符合Bagozzi與

Yi(1988)所建議之基本適配指標。

圖 4- 1 台中市高中生之父母理財教導、理財素養、理財態度與理財初始預設模 式標準化路徑結構圖

二、模式整體適配度指標評估

本研究分別從絕對適配度、增值適配度和簡約適配度三項測量標準就這三 者進行整體適配度評估。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ECVIECVI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，理論模式的CAIC值是 否小於獨立模式和飽和模式的CAIC值。

本研究所建構之初始預設模式經觀察資料加以驗證結果顯示，簡約適配指 數皆能符合適配標準，然而，絕對適配及增值適配度各指數之適配表現不佳，

除了絕對適配指數之RMSEA外，其餘均未能大於0.90外，NFI、RFI、IFI、CFI等 四個指數也僅介於0.79至0.67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。本研究初始預設模式整體適配度檢定摘要評 估結果詳見表4-8。

表 4- 8 台中市高中生之父母理財教導、理財素養、理財態度與理財初始預設模

三、模式內在結構適配度指標評估

Bagozzi與Yi(1988)認為愈了解模式內在結構之適配情形應分別評估自個別 觀察變項之項目信度、潛在變項之組合信度、潛在變項之平均變異數抽取量、

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.

值偏高，故本研究應進行模式修正。

貳、修正模式統計結果

Joreskog與Sorbom(1993)認為修正指標值大於7.882才有修正模式之必要，惟 模式之修正應同時根據理論、相關文獻，並評估修正指標建議值之合理性（吳 明隆，2009）。依結構方程模式修正原則、本研究之理論與修正指標值，研究 者評估應增加下列測量誤差項間之共變異關係：儲蓄與投資(ε21)及信用與借貸 (ε25)、所得與職業(ε22)及投資策略 (ε36)、所得與職業(ε22) 及自律性(ε43)、所 得與職業(ε22) 及求財性(ε41)、投資策略 (ε36)與自律性(ε43)，表示此五組層面 間的某些題項所測量行為、素養或態度有某種類同，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，將此六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，得到修正之結構模式圖（圖 4-2），而標準化路徑係數等數據資料則見圖4-3。

修正模式之整體適配度檢定摘要如表4-9，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。

表 4- 9 台中市高中生之父母理財教導、理財素養、理財態度與理財修正模式整

圖 4- 2 台中市高中生之父母理財教導、理財素養、理財態度與理財修正模式標

group 1 Unconstrained Standardized estimates

卡方值=785.891 (P值=125) 自由度=125 卡方自由度比值=6.287 GFI=.924 AGFI=.896 NFI=.890 CFI=.905

-.23

.41 .33

.28 .27

圖 4- 3 修正模式標準化路徑結構圖

參、修正模式結果說明

根據模式修正結果及相關指數，各項適配指標中達「良好」者多於指標達

「尚可」者，故本研究所建立之理論模式尚屬適切，就模式中的各測量模式以 及結構模式所呈現的意義進行分析討論。

一、測量模式

（一）理財素養

本研究設定「理財素養」潛在變項是由銀行與金融服務、所得與金錢管理、

消費與信用、風險與保險、財務責任、投資策略等6個觀察變項呈現，經由資料 分析後，本研究接受研究假設如下：在高中生的「理財素養」構面中，「理財 素養」的各觀察變項皆達顯著水準；銀行與金融服務、所得與金錢管理、消費 與信用、風險與保險、財務責任、投資策略均足以代表台中市高中生「理財素 養」的六層面。

驗證的結果顯示「財務責任」最能代表台中市高中生「理財素養」，其次 則為「消費與信用」、「風險與保險」、「銀行與金融服務」「所得與金錢管 理」；可由SMC(squared multiple correlations)值來瞭解，SMC是因素負荷量的平 方，代表該潛在變項對於該觀察變項的解釋力，「理財素養」構面修正後各觀 察變項之SMC值分別為「財務責任」0.67、「消費與信用」0.61、「風險與保險」

0.56、「銀行與金融服務」為0.55、「所得與金錢管理」0.50，詳見圖4-3之模式 路徑圖，由此可知，以「財務責任」對於「理財素養」的解釋程度為最高達67

％，可能是高中生在學校或家庭社會化過程中，已見具備基本的消費與責任觀 念。而「所得與金錢管理」較低，可能學生在求學中對工作尚未接觸，而對於 所得與金錢管理概念有些不足｡Bauer, Braun, 與Olson (2000)發現，理財可以提 升學生儲蓄投資，減少債務，避免破產。Blalock, Tiller, 與Monroe(2004)發現，

懂得理財知識的學生不易做出不佳的消費行為。

（二）理財行為

高中生的「理財行為」構面是由「儲蓄與投資」、「所得與職業」、「金 錢管理與規劃」、「理財責任與決策」、「信用與借貸」、「風險管理與保險」

等6個觀察變項反映，經研究分析如下：在高中生「理財行為」之構面中各觀察 變項皆達顯著水準；即各觀察變項「儲蓄與投資」、「所得與職業」、「金錢 管理與規劃」、「理財責任與決策」、「信用與借貸」、「風險管理與保險」

等足以代表「理財行為」，在這六個觀察變項中，「理財行為」構面修正後各 觀察變項以「理財責任與決策」類型最高，其SMC值達0.63，其次是「儲蓄與 投資」0.5，「金錢管理與規劃」0.48，以「財務責任與決策」對於「理財行為」

的解釋程度為最高達63％，顯示高中生對理財與決策已有觀念，尤其對金錢的 使用會設立目標管理，以利未來生涯規劃。

（三）理財態度

在「理財態度」構面部分，模式中的「求財性」、「自力性」、「自律性」、

「安全性」等4個面向構成「理財態度」之層面，與本研究的假設一致：高中生 理財態度之構面中，「理財態度」的各觀察變項皆達顯著水準，其中以「自力 性」變項具有最高之因素負荷量（0.65），而「理財態度」構面經修正後各觀察 變項以「自力性」類型最高，其SMC值達0.43，顯示高中生已漸有獨立人格與 學習經濟自主的能力與意願，Hira與Mugenda(2000)發現，子女理財態度的差異 主要來自於父母的理財社會化過程。

（四）父母理財教導

在「父母理財教導」構面部分，模式中的「父母理財行為」、「父母直接 教導」2個面向構成「父母理財教導」之層面，與本研究的假設一致：高中生之

「父母理財教導」構面中，「父母理財教導」的各觀察變項皆達顯著水準；而

「父母直接教導」變項，具有較高之因素負荷量（0.73），而「父母理財行為」

因素負荷量也達0.57，依其SMC值，「父母理財行為」則可解釋33%的父母理財

教導之層面，而「父母直接教導」則可解釋54%。我們可了解父母對於子女理 財上，在金錢態度與購物消費方面，父母用直接教導能引起子女的認同，但是 以溝通與討論方式比較有效。Pinto, Parente, 與Mansfield(2005)發現有 87%的大 學生與 90%的高中生依賴父母的財務諮詢，因此由家庭獲得足夠的理財知識與 技能對個人深具影響。Solheim, Zuiker, 與Levchenko(2011)發現，父母提供正確 理財行為與教導，對學生理財態度與智慧的消費觀念有幫助。

二、結構模式

（一）「父母理財教導」對於子女「理財素養」、「理財態度」與「理財行為」

之影響

標準化路徑係數在結構模式中，可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，代表效果越大；該數值越小，代表影響的效果越 小。

由圖4-4之結構模式路徑顯示，「父母理財教導」潛在變項至「理財素養」

潛在變項之標準化路徑係數為 0.61、「父母理財教導」潛在變項至「理財行為」

潛在變項之標準化路徑係數0.51 、「父母理財教導」潛在變項至「理財態度」

潛在變項之標準化路徑係數為0.19。顯示高中生的「理財素養」、「理財態度」

與「理財行為」受到「父母理財教導」影響。故可接受本研究之研究假設四-2, 四-3。 Cude等人(2006)發現，父母對於大學生的金融知識社會化程度扮演著重 要的角色， Coleman(2008)發現68%的學生認為理財資訊來自父母。所以由「父

與「理財行為」受到「父母理財教導」影響。故可接受本研究之研究假設四-2, 四-3。 Cude等人(2006)發現，父母對於大學生的金融知識社會化程度扮演著重 要的角色， Coleman(2008)發現68%的學生認為理財資訊來自父母。所以由「父