第一章 緒論
第一節 研究動機與背景
作者艾倫.狄波頓在著作<<我愛身份地位>>書中，對於現代社會促成物 質進步、消費文化的發達，有深刻的反省。他引述十八世紀法國政治哲學 家盧梭對財富的觀點；財富不是絕對的概念，而是相對於慾望而言。無論 我們擁有多少財物，只要一再求取自己負擔不起的東西，就等於是愈來愈 窮。儘管我們一貧如洗，但只要我們對自己擁有的感到滿足，就可以算是 富有。狄波頓建議個人以成熟態度化解對物質、地位的焦慮。勿因週遭的 人都受到某種價值觀的奴役而自我麻痺。成功的人生可以有多種型態，而 非完全由帳面上的財富決定。
在這快速變遷的時代中，社會間功利主義及全新的消費型態對青少年 影響甚深，青少年族群對手機、上網、漫畫、哈日風潮、品牌服飾的訴求 蔚為風潮，有能力消費者將其塑造為個人風格，無能力消費者望之卻步，
一時衝動下涉及不法事件也時有所聞，青少年對於金錢的態度呈現了多樣 的面貌。(蔡瑞華，民 89)
每個時代與每個族群會有不同的金錢觀。在資本主義及全球化下，避 免被大環境所宰制，深刻思考與檢視自我的消費金錢觀是必要的。長期研 究日本文化的台大社會系教授李明璁認為，新世代的消費邏輯與舊世代差 別很大。他們活在當下，他們不在乎負債，上個世代必須要換個角度看七 年級生。價值觀的改變，的確從鐘擺的一端擺盪到另一端。以日本為例，
這個全球首度發行現金卡的國家，這幾年的暢銷書都在教人借錢，似乎會 借錢者才是有錢人，名牌消費癖產生。中正大學行銷管理所教授曾光華認 為，過去台灣社會的安全感是來自「儲蓄」，現在擺盪到另一端，年輕世代 變成倚靠「消費」來證明存在。但透過消費來證明自我存在，終究不是個 健康的人生。李明璁認為，社會必須提供消費之外，更多的意義感，多元 的價值與滿足，才有可能解決這個世紀的新課題。(天下雜誌，2005 年 7 月)
金錢在每個人的生活中都扮演極重要的角色，並隨著每個人對金錢的 觀念及態度上的不同，對於消費行為、理財行為、工作態度及其他決策行 為上將有重大的影響，因此關於金錢態度的議題，過去有許多學者致力於 此範疇之研究。然而，自 Yamauchi & Templer 兩位學者於 1987 年發展 MAS 金錢態度量表以來，即為在探討金錢態度相關議題上所廣泛使用，例如透 過金錢態度量表的測量，可做為修正金錢觀念的教育輔導參考，探討不同 人口統計變數在金錢態度上的差異情形(Gresham & Fontenot, Roberts
&Sepulveda)，或是更進一步的探討金錢態度與過度消費行為關係等。
「世界上絕大多數的人為了財富奮鬥終生而不可得，其主要原因在於 他們都曾在各種學校中學習多年，卻從未真正學習到關於金錢的知識，只 知道為了錢而拼命工作卻從不去思索如何讓錢為他們工作。」(富爸爸、窮 爸爸－楊軍、楊明譯，民 90)
育兒生活雜誌報導：金錢觀的養成，家庭的影響往往是最直接的場所，
來說，由於現今婚生子女數的減少，許多的獨生子女在家庭與家族間備受 寵愛，因此，大人們常常有求必應，造成子女對金錢觀與物慾的混亂；父 母親往往認為能給孩子就多給孩子，卻忽略孩子是不是適合或真正的需求。
再者，隨著大眾媒體的刺激，當今日捷運街頭電視廣告強力的放送--借錢是 為了走更長遠的路！預借現金或種種商品的包裝，孩子的潛意識中，也埋 下深刻的印象。當彩券瘋狂的下注，幾乎人手一券的買個希望的同時，孩 子究竟在這中間學到了甚麼？都是我們值得深思的地方。
此外，學校的同儕團體也是影響孩子金錢觀的一個重要場所。在這個 多元的社會，有的家庭經濟狀況較為優渥，不但孩子所使用的用品多所講 究，出入更有傭人協助，對於每一個家庭的差異，我們應教導孩子不比較 或過度的宣傳，對於環境較差的孩子也要一視同仁的對待，不應用金錢來 衡量一個人事物的價值或參與活動的權利。如果我們不能在孩子幼年時期
，給其一個好的建議與協助，孩子便不能有所分判，甚至於有些青少年時 期的孩子，為了買一個手機或新穎的物品，從事非法的行為，都是我們很 遺憾的事！
青少年金錢觀正確與否影響一生，學校的同儕團體也是影響孩子金錢 觀的一個重要場所。在這個 M 型化的社會，每一個家庭的經濟狀況差異頗 大，我們應教導孩子不比較或過度的宣傳，對於環境較差的孩子也要一視 同仁的對待，不應用金錢來衡量一個人事物的價值或參與活動的權利。如 果我們不能在孩子學習過程中，給其一個好的建議與協助，青少年們便不
能有正確的價值觀。
因此對於金錢態度之相關研究成了一項重要的議題。筆者身為高中教 師，觀察國內高中學生壓力來源除課業考試、感情、長相外表，根據調查，
青少年愈來愈重視金錢的擁有與運用,對於高中生的金錢觀更加有興趣加以 研究。希冀藉由本研究之結果提供家庭教育、學校教育與社會研究者未來 深入研究之參考。
第二節 研究問題與目的
基於上述之研究動機，本研究主旨在透過金錢態度量表的測量，探討 研究對象對金錢的觀念及態度的主要面向，藉此了解高中生的金錢態度。
並進一步分析高中男、女生間以及年級對金錢態度各面向是否有較顯著的 差異。
根據研究動機及目的，擬定研究問題如下：
一、高中生的金錢態度之現況為何？主要的面向有哪些？
二、高中生的金錢態度的主要面向是否因性別(男生、女生)的不同而有所差 異？
三、高中生的金錢態度的主要面向是否因年級(高一、高二、高三)的不同而 有所差異？
第三節 研究限制
由於人力、物力、財力以及時間的侷限，研究限制如下：
一、就研究樣本而言：
本研究受限於人力、時間與經費，所取樣本對象僅以台中二中學生 430 人，因此在結果的推論與解釋上，是否與全國高中生一致，有待探討。
二、就研究方法而言：
本研究主要以問卷調查為主，填答者可能因個人認知、情緒、態度或 自我防衛心理、答題時間等因素之影響，導致研究結果誤差的產生。
三、就施測方面而言：
委託受試班的導師或任課教師進行施測，學生是否清楚老師所講解的 施測程序，將影響施測及研究結果。
四、就文獻資料而言：
本研究所參考、多數採用國內專家、學者發表之著作、論文、期刊及 網路上資料，國外資料稍嫌不足。
五、就研究內容而言：
高中生對金錢的態度項目甚多，本研究之問卷或有遺漏未討論，有待 更進一步深入研究探討。
六、就研究結果的解釋與應用而言：
本研究以台中二中十個班級學生為研究樣本，故研究結果的解釋與應 用推論到全國其他地區的各級學生時，應謹慎並更進一步的加以研究。
第四節 名詞解釋
茲就本研究之關鍵名詞解釋如下：
一、高中生：
本研究所指的高中生是指現今九十六學年度國立台中第二高級中學之 在籍學生，多數年紀在 15 歲至 18 歲之間。
二、金錢觀、金錢態度：
金錢觀、金錢態度，簡而言之，就是對金錢的認識、分配與使用方法 的思考與行為模式。亦指個人對金錢所持一種相當持久且一致的行為傾向
，包含對事物的評價、感覺及反應。不同環境、背景及個體造就不同的思 考及行為模式。金錢觀分成兩個部份，一個是使用的時機與方法，一個是 對金錢處理的看法態度。建立一個良好的金錢觀，對任何年紀的族群都是 重要且必要的課題。
三、金錢態度面向：
本研究之量表經因素分析後，主要面向命名為謹慎小心、功成名就、
炫燿虛榮及理財預算等四面向，分別敘述如下：
(一) 謹慎小心面向
個人對於金錢使用上小心、謹慎的態度，此面向得分愈高，表示處理 金錢傾向保守慎重。
(二) 功成名就面向
得分愈高，表示愈重視金錢為成功的象徵。
(三) 炫燿虛榮面向
指個人對金錢使用上，是否隱含炫燿的心理，此面向得分愈高，表示 有將金錢當作炫燿工具的傾向愈高。
(四) 理財預算面向
指個人對儲蓄、財務規劃的想法與態度，此面向得分愈高，表示個人 對金錢規劃的認知愈高。
(五) 權宜變通面向
指個人面對自己不同的狀況，對金錢使用與調度上能有較靈活的方式 處理，此面向得分愈高，表示個人對金錢有較變通的認知。
第二章 文獻探討
第一節 價值觀、態度探討
茲就國內學者對「價值觀」及「態度」之認知整理如下：
一、國立台灣師範大學張明輝教授認為價值觀是一種基本的信念，認為某 特定的行為模式或事物的最終狀態，優於相反或對立的呈現方式。價值觀 大部分於早年形成。而價值觀的重要性在於價值觀影響我們的態度與行 為，而且它也會左右人的知覺，所以於組織行為的研究中占有極重要的地 位。價值觀的種類引述 Rokeach 價值觀調查表(Rokeach Value Survey) 簡稱
RVS，包含兩類價值觀：
(一)目的價值觀：為個人想達到的最終狀態，即一生中最想達到的目標。
(二)工具價值觀：即個人偏愛的行為表現方式，或為達到目的價值觀的手段。
二、 黃中天博士認為，「價值觀」是指一個人對事物對或錯的看法，或其 重視的東西。事實上每個人對事物都有自己的看法或見解，或所謂的信仰 體系，這是人們處事行為的準繩。價值觀的形成，與個人的成長背景(如家 庭的社經地位、父母的管教方式)、學習經驗(如就讀科系、參加社團或工讀 經驗)或整個大社會環境(如社會風氣、大眾傳播媒體之功能)等，都有密切 的關聯。不同的價值觀，將使我們成為各種不同性格類型的人、選擇不同 的生活方式、不同的處事行為態度及人際交往模式；甚至在面臨職業選擇
第二節 金錢態度相關文獻
茲就國內金錢態度相關文獻論文整理如下：
一、台灣大學生金錢態度、理財認知與信用卡使用行為之研究(蘇韻蓉，2006) 此研究探討台灣大學生使用 MAS 金錢態度量表與 CV 理財認知量表之 問卷信度、效度，並瞭解因子結構是否因東西方文化不同而改變。進而透 過對金錢態度、理財認知與信用卡使用行為三者關係的研究，尋找導致信 用卡或現金卡負債的關鍵因素。最後瞭解台灣大學生之金錢態度與理財認 知現況，分析不同人口統計變數在金錢態度與理財認知上之差異性。
研究發現，台灣大學生使用 MAS 金錢態度量表與 CV 理財認知量表具 良好之問卷信度、效度，因子結構亦與國外一致。並得知理財認知為影響 信用卡使用行為之關鍵因素，且輔導正確的金錢態度將有助於理財知識的 累積，其中以投資方面理財知識效果最為顯著。而男性、就讀工科、有信 用卡或現金卡債務者及每月可支配金額較多學生，容易以金錢多寡定義成 功，視金錢為身分地位，並發現有信用卡或現金卡債務學生，儲蓄借貸相 關理財知識明顯不足。
二、國小學童金錢態度及其相關因素之研究(林芳如，2001)
由於國內罕見「兒童與青少年金錢態度」有關的實徵性研究，國內學 者與教育工作者在兒童與青少年金錢教育與生活輔導等相關議題作探討時
，一來僅能引用國外研究；二來因為缺乏本土性的兒童與青少年金錢心理
發展等相關資料，家長與老師無法在兒童與青少年之金錢生活問題上作預 防與提供即時的處遇。基於此背景與動機，故引發研究者對國小學童金錢 態度探索之興趣，有了這篇論文的誕生。
此研究之主要目的旨在：（1）探討國小學童金錢態度之現況；（2）探 討國小學童金錢態度在不同的個人變項、金錢經驗、家庭變項、媒體變項 之差異情形；（3）探討國小學童金錢態度與個人變項、金錢經驗、家庭變 項、媒體變項之相關情形；（4）探討個人變項、金錢經驗、家庭變項、媒 體變項在國小學童金錢態度之預測情形；（5）歸納研究所得，提出具體建 議，作為家庭、學校教育與研究之參考。
此研究的四大研究變項中，個人變項包括性別、年級；金錢經驗變項 包括零用錢有無、零用錢數量、儲蓄習慣、知覺家庭經濟狀況；家庭變項 包括家庭社經地位、父母親教育程度與職業類別、家庭手足數、家庭出生 序、家庭金錢教養程度；媒體變項指的是電視商品廣告影響程度。而金錢 態度面向包括金錢認知成分之「權力名望」、「成就成功」、「自尊尊敬」面 向；金錢情感成分之「金錢情感」面向；金錢行為成分之「金錢預算行動」
面向等三個成分與五個面向。
此研究係以問卷調查法，採用叢集抽樣，從台南市、台南縣公立國 民小學，隨機選取四、六年級共 1016 名學生及其家長為研究對象。利用研 究者自編的「國小學童金錢態度量表」，針對學生施測；並由其家長填寫「國
之描述性統計、多變量單因子變異數分析、積差相關、多元逐步迴歸等方 法加以分析處理。
研究發現如下所列：
(1) 性別對金錢態度之影響有顯著差異。在「金錢認知」面向，男生傾向程 度高於女生；「金錢情感」面向，男生金錢情感傾向較正向；在金錢預 算」面向，女生使用錢較男生為謹慎。
(2) 年級除了「金錢情感」面向，對金錢態度其餘各面向之影響皆有顯著差 異。在「金錢認象徵權力名望」面向，六年級傾向程度高於四年級學 生；在「金錢象徵成就成功」、「金錢象徵自尊尊敬」面向，四年級傾 向程度高於六年級學生；在「金錢情感」面向，四、六年級學生金錢 情感並無差異；在「金錢預算」面向，四年級使用金錢較六年級學生 為謹慎。
(3) 儲蓄習慣對金錢態度各面向之影響皆有顯著差異。在「金錢認知」面向，
無儲蓄習慣者傾向程度高於有儲蓄習慣學生；在「金錢情感」面向，
無儲蓄習慣學生之金錢情感傾向較為正向；在「金錢預算」面向，有 儲蓄習慣者使用金錢較無儲蓄習慣學生為謹慎。
(4) 家庭金錢教養程度在「金錢預算」面向皆呈現顯著差異與正相關。表示 在「金錢預算」面向，家庭教養程度愈高之學生，使用金錢則較為謹 慎，也會為未來財務作規劃。
(5) 電視商品廣告影響程度在金錢態度各面向之影響皆有顯著差異與相關。
在「金錢認知」面向，受電視廣告影響程度高之學生較為傾向視金錢 象徵為「權力名望」、「成就成功」、「自尊尊敬」；在「金錢情感」面向，
受電視廣告影響程度高之學生傾向於較為正向的金錢情感；在「金錢 預算」面向，電視廣告影響程度低之學生，在使用金錢會比較謹慎小 心。
(6) 整體而言，四大變項並非都是金錢態度的有效預測值。但本研究發現性 別、儲蓄習慣、電視商品廣告影響程度三個研究變項者是金錢態度較 佳的預測值；尤其是電視商品廣告影響程度是「金錢認知」、「金錢情 感」之最有效預測值；儲蓄習慣是「金錢預算」面向的最有效預測值。
三、國小學童金錢態度量表之編製與理論模式驗證(邱宜箴，2003)
此研究目的旨在編製一份適合量測國小學童金錢態度的量表，藉此檢 視國小學童對金錢態度的傾向，並以實證資料檢驗金錢態度理論模式的適 配程度。
量表分為「權力」、「著迷」、「保留」、「焦慮」及「不信任」五個分量 表。正式施測樣本為台灣地區八所國民小學之四、五年級 508 位學童，根 據研究樣本所填答資料進行統計分析。研究發現：本量表在信度分析方面，
各分量表之 Cronbach＇s α係數在.51~.72 之間，各分量表與分量表試題的 相關係數在.55~.79 之間，顯示本量表內部一致性均佳。效度分析方面，以
分量表試題之鑑別度良好；理論模式驗證結果顯示本研究所假設的理論模 式其適配度良好。
研究結論如下：
(1) 「國小學童金錢態度量表」五個分量表中，受測者在「權力」分量表 之得分平均數為 2.30，受測者在「著迷」分量表之得分平均數為 2.23，
受測者在「預算」分量表之得分平均數為 4.47，受測者在「焦慮」分 量表之得分平均數為 2.61，受測者在「不信任」分量表之得分平均數 為 3.41。因此，受測者在「預算」分量表之得分最高，「不信任」分量 表之得分次之，再來是「焦慮」分量表、「權力」分量表和「著迷」分 量表。
(2) 本項研究以 Cronbach＇sα係數，來了解受測者在「國小學童金錢態度 量表」中每題試題反應的一致性，結果發現：受測者在「國小學童金 錢態度量表」之 Cronbach＇sα係數為 0.71。研究者再以皮爾遜積差相 關係數方式，探討受測者分量表中每一試題的作答結果與各分量表總 分間的相關係數，以了解各分項每一試題與其總分的一致狀況，結果 發現本量表之五個分量表題目，在各分量表當中皆在 99%信心水準下 呈顯著正相關，整體來說每個試題的答題結果與各分量表平均得分之 間的相關係數在.57 至.79 ，顯示各題在分量表中之內部一致性良好。
(3) 本研究以探索性因素分析（Exploratory Factor Analysis）考驗研究工具的 建構效度。結果發現五個因子：第一個因子為「權力」，第二個因子為
「著迷」，第三個因子為「預算」，第四個因子為「焦慮」，第五個因子 為「不信任」，因素分析的結果符合作者五個面向的設計。
四、青少年金錢觀：ＥＲＧ理論之探討(黃蘭雯，1996)
此研究旨在瞭解青少年的金錢觀、需求滿足與慾望，並以 Alderfer 的 ＥＲＧ理論探討需求滿足及慾望對青少年金錢觀的影響。研究樣本係臺灣 地區八百七十四位十三至十八歲的青少年。以自編之自陳式慾望、需求滿 足和金錢觀問卷為研就工具。所得資料以次數分配、變異數分析、徑路分 析等統計方法處理。研究結果發現，在青少年的金錢觀方面，整體而言，
大部分青少年均有正確的金錢觀，特別是對金錢在人際互動中的效用以及 金錢的獲取方式有正確的看法。此外，不同的樣本指出，女生、國中生、
居住在鄉村者以及有儲蓄習慣者對金錢有較正確的看法，反之，零用錢愈 多對金錢的看法也較偏差。其次，以徑路分析解釋需求滿足度和慾望對金 錢觀之影響的研究結果指出，慾望是需求滿足影響金錢觀的中介變項。此 外，影響青少年金錢觀的主要因素是關係需求和關係慾望，亦即，能夠與 重要他人有良好的互動關係以及想要與重要他人建立良好關係的青少年對 金錢的看法也較正向。而這二個變項在國中生和高中生樣本中有些許的差 異：就國中生而言，關係需求滿足度對金錢觀的影響較關係慾望來得大，
在高中生樣本中則恰好相反。針對以上結果，提出研究討論及後續研究在 方法以及變項上的建議，並對青少年之金錢教育提出鼓勵儲蓄、建立支持
五、金錢態度前因變數之研究(楊雅琪，2003)
近幾年來，關於金錢態度的相關研究不斷增加，雖然金錢態度越來越 受到重視，但是相關的研究仍侷限於西方，這個議題在非西方國家尚未引 起關注。然而，全球化的發展及勞動人口的遷移，以及東西方文化的差異，
非西方國家的金錢態度的確有探討之價值。目前國內關於金錢態度的研究 仍屬少數，且研究多偏向於人口統計變數所造成的差異，本研究除了探討 人口統計變數之外，更將人格特質、財務風險容忍度、物質主義及時間導 向一起納入，希望藉此能夠較全面性地瞭解影響金錢態度的因素。
此研究以大學生為樣本，採取便利抽樣，共計發放 370 份問卷，回收 362 份，回收率為 97.84％，有效問卷 329 份，有效回收率為 90.88％。因素 分析的結果，在金錢態度的部分萃取出 4 個因素，分別為品質、焦慮、保 留時間、權力名望。
根據研究結果，在人口統計變數的部分，大學生的金錢態度與他們所 就讀的學校類型及每月支出之間有顯著關係。在人格特質的部分，除了品 質這個因素之外，金錢態度其餘的因素與人格特質間有顯著關係。在物質 主義的部分，物質主義與金錢態度之間有顯著關係。當大學生把財物的獲 取與擁有視為成功及快樂的來源且是生活的最終目標時，則趨向把金錢視 為焦慮的來源及權力名望的象徵，同時也認為金錢可以帶來較有品質的生 活。此外，由於把財物獲取視為生活主要目標，所以重視及時行樂，因此 比較不會對未來作規劃，金錢態度是比較不保守的。在財務風險容忍度的
部分，財務風險容忍度與金錢態度中的焦慮間存在顯著負向關係。時間導 向趨向未來導向的人，會對未來作長期性的計畫，比較能夠接受遞延的滿 足，所以在金錢態度方面傾向對未來作財務規劃，通常有儲蓄的習慣，且 因為把眼光放在長期，比較不會重視一時的權力名望，所以不會把錢視為 權力名望的一種象徵。
六、國小教師金錢態度與消費行為之研究(邱敏智，2007)
經濟快速發展的社會，金錢對於人們的意義隨著社會風氣改變而有著 不同的解讀。生活型態和社會的變遷大大的影響了過去三十年來的消費動 機，隨著一連串社會價值觀的大轉變，功利主義及消費主義思想也無可避 免的對現代人產生巨大的影響，尤其是金錢態度和消費行為。
此研究以苗栗縣國小教師為研究對象，主要即在於探討國小教師的金 錢態度差異對消費行為所造成的影響。資料蒐集採用問卷調查法進行，經 資料分析結果，彙整得到：
（1）權利－名望對婚姻狀況有顯著性差異。（2）維持－保留及焦慮對任教 年資有顯著差異存在。（3）不信任對學校位置有顯著差異。（4）性別、年 齡在非理性消費行為上有顯著差異存在。（5）性別、任教年資、學校規模 與權力－名望、不信任、焦慮等組成構面會影響理性消費行為。（6）學歷、
學校規模、權力－名望、焦慮等組成構面會影響非理性消費行為。
七、國小學童金錢態度、消費行為與電視廣告態度之相關研究(王永銘，2004) 此研究旨在探討國小學童金錢態度、消費行為與電視廣告態度之現況 及其相關情形，以作為電視廣告識讀之參考。
為達成上述之目的，研究者首先進行資料蒐集與相關文獻的探討，以 作為本研究之研究架構與編製研究工具的依據。其次，以高、屏三縣市共 二十四所公立國小之學童為研究對象，以隨機抽樣方式，抽取 1183 位國小 學童為樣本進行問卷調查。問卷資料以描述性統計、百分比、t 檢定、單因 子變異數分析、積差相關等統計方法加以分析。
研究結論如下：
(1) 國小學童的電視廣告態度無論在相信廣告、崇拜廣告、廣告購物各層 面的認同均傾向中立，其態度因收視時間、收看廣告次數不同而產生 差異。偏遠地區、低社經地位、單親家庭的學童在電視廣告態度有偏 高現象值得關注。
(2) 國小學童的金錢態度在權利名望、成就成功、自尊尊敬、情緒反應、
預算行動各層面的認同均傾向中立，在預算行動有較高的傾向，而在 自尊尊敬有較低的傾向。其態度會因性別、學校區域、家庭社經地位、
儲蓄習慣和零用錢不同而產生差異。
(3) 國小學童的消費行為有從眾型、衝動型、新奇型、創意型、炫耀型等。
其中新奇型及創意型有偏高的趨向。其行為會因學校區域、家庭狀況、
家庭社經地位、消費金額不同而產生差異。
(4) 國小學童的電視廣告態度與金錢態度呈現顯著中度正相關。愈傾向廣 告購物者，對權利名望的態度愈認同；若電視廣告態度愈傾向認同者，
其預算行動的態度愈不認同。
(5) 國小學童的電視廣告態度與消費行為呈現顯著中度正相關。愈傾向廣 告購物者，對從眾型的行為愈明顯，而相信廣告與新奇型相關程度最 低。
(6) 國小學童的金錢態度與消費行為呈現顯著中度正相關。愈傾向權利名 望者，對衝動型的行為愈明顯，而情緒反應與新奇型相關程度最低。
八、台北市國中生的金錢態度研究(蔡瑞華，2000)
此研究旨在探討台北市國中生的金錢態度，並從家庭觀點探討其相關 影響因素。本研究採用立意取樣，抽取台北市五所國中之一、二、三年級，
共 16 個班級，合計 480 位國中生進行問卷調查。研究工具包括：「國中生金 錢態度量表」、「父母金錢教養實務量表」、「個人基本資料」。
研究以 t 考驗、單因子變異數分析、二因子變異數分析、皮爾遜積差相 關、多元逐步迴歸進行統計考驗，研究結果顯示：
1. 「權力-名望」面向
受試者較不認為金錢為權力-名望之象徵。無儲蓄習慣者、零用錢金 額較多者、愈常受到父母金錢教養者較傾向視金錢為權力-名望之象徵。
2. 「預算」面向
受試者對金錢規劃及處理傾向謹慎。有儲蓄習慣者、知覺家庭經濟 狀況較佳者對金錢規劃及處理傾向謹慎。愈常受到父母金錢教養者對金 錢規劃及處理較不謹慎。此外也發現，對於金錢預算態度，探討金錢使 用方式會較探討零用錢金額多寡來得適切。
3. 「不信任」面向
本研究所探討的變項對不信任面向之影響及解釋甚為薄弱，只有在 儲蓄習慣變項，無儲蓄習慣者對於自己金錢使用情形較感到懷疑、猶豫 不決。
4. 「焦慮」面向
受試者對金錢焦慮的傾向並不明顯。在性別、年齡二因子的交互作 用達顯著差異。進一步用單純主要效果考驗發現，二年級男生較二年級 女生對金錢感到焦慮、二年級男生較一年級男生對金錢感到焦慮。無儲 蓄習慣者、零用錢金額較多者、愈常受到父母金錢教養者對金錢較感到 焦慮。
5. 「品質」面向
受試者對金錢品質的傾向並不明顯。在性別、年齡二因子的交互作 用達顯著差異。進一步用單純主要效果考驗發現，二年級男生較二年級 女生著重商品的品質。無儲蓄習慣者、零用錢金額較多者、知覺家庭經 濟狀況較佳者、愈常受到父母金錢教養者購物時較著重商品的品質。
九、金錢態度以及風險容忍度對理財行為的影響(鍾立薇，2006)
理財行為是現代經濟社會中最重要的行為之一，而金錢是經濟生活的 核心，風險又是理財決策的本質，因此經濟個體的金錢態度與風險容忍度 在其個人理財行為上應扮演很重要的角色。然而目前相關研究，以多著重 在人口統計變數對金錢態度的影響，至於金錢態度與風險容忍度對理財行 為(儲蓄、借貸以及投資)的影響，則鮮少探討之。本研究以 Yamauchi and Templer(1982)的金錢態度量表和 Garble & Joo(2000)之風險容忍度量表作為 衡量這兩種態度之基礎，稍作修改後，以問卷調查的方式蒐集資料，並經 因素分析於金錢態度中萃取出權力/名望、保留/時間、誘惑以及焦慮等四項 同因素，又於風險容忍度的態度量表中萃取出風險容忍度一項因素。最後 將儲蓄、借貸以及投資行為作為被解釋變數，利用線性結構方程模式估計 影響程度。
實證結果顯示，金錢態度與風險容忍度對儲蓄與否均無顯著影響，金 錢態度中的權力/名望對借貸者行為有影響：傾向將金錢視為解決所有問題 的方法的人較易有借貸行為；此外，金錢態度中的權力/名望、保留/時間二 項因素以及風險容忍度對投資行為有顯著影響：越將金錢視為解決問題的 方法以及金錢時間觀念重的人，也就是意識到將來老年生活或是未來金錢 來源者，以及對於風險容忍度高的人傾向從事投資。
十、台北市國小高年級學童金錢態度與消費行為之研究(林世彪，2006) 近年來，由於人們所得提高，物質生活大大改善，社會上也瀰漫著各 式各樣的金錢遊戲。零用錢的獲得儼然成為學童接觸消費行為之先端，而 學童零用錢的普遍使用，亦促使台灣學童消費經驗明顯增加。
此研究探討台北市國小高年級學童金錢態度與消費行為之相關性。研 究變項包括性別、家庭出生序、家庭社經地位、零用錢取得方式與取得依 據等，分別予以探討，以了解各變項間之差異性與相關性。
研究方法採問卷調查法，以叢集抽樣方式針對台北市十二個行政區三 十一所學校高年級學童作抽樣調查，共選取 805 人進行調查研究。研究工 具包括：「國小學童金錢態度問卷」與「國小學童消費行為問卷」。研究所 得資料以描述統計、卡方考驗、t 考驗、單因子變異數分析及皮爾遜積差相 關等統計法加以處理。
研究結果主要發現如下：
(一) 國小學童的金錢態度分析：
1、以性別分析
在「不相信理財」面向上有顯著差異，男學童大於女學童。
2、以學童出生序分析
在「保留金錢」面向有顯著差異，獨生子女大於老么排行。
3、以學童家庭社經地位分析
在「保留金錢」面向有顯著差異，中高社經地位家庭大於低社經地位家
庭。
4、以零用錢取得依據分析
在「不相信理財」面向有顯著差異，學業成績大於需要時就向父母要。
(二) 國小學童的消費行為分析：
1、以性別分析
在「新奇型」面向上有顯著差異，男學童大於女學童；在「創意型」面 向上有顯著差異，女學童大於男學童。
2、以學童出生序分析
在「從眾型」面向有顯著差異，獨生子女大於老么排行。
3、以學童家庭社經地位分析
在「炫耀型」面向有顯著差異，中高社經地位家庭大於低社經地位家庭。
4、以零用錢取得方式分析
在「炫耀型」面向有顯著差異，固定大於沒有零用錢。
5、以零用錢支配經驗分析
在「炫耀型」面向有顯著差異，低年級大於沒有零用錢。
(三) 國小學童的金錢態度與消費行為之相關分析
國小學童的金錢態度與消費行為有高度顯著正相關。
第三章 研究方法
本研究以自編問卷調查搜集資料，使用 SPSS 統計軟體處理資料並進行 量化研究。全章共分為五節，第一節為研究範圍，第二節為研究流程，第 三節為研究架構，第四節為研究問題與分析方法，第五節為問卷設計與資 料處理。
第一節 研究範圍
一、研究對象：
本研究的對象為九十六學年度第一學期，經註冊在籍的一、二、三年 級高中學生，包含男、女生。
二、研究樣本：
本研究由國立台中第二高級中學全校六十九個班級中，隨機抽取其中 十個班級之學生進行問卷，施測時共發出問卷共 450 份(約佔全校學生人數 之六分之一)，回收 435 份，刪除答題不全或明顯隨意作答之廢卷，有效問 卷共計 416 份，有效率為 92.4％。研究樣本分布情形如下表：
表 3-1-1 樣本分布表 有效
樣本分布
有效問卷 合
高一 高二 高三 計
男生 113 84 79 276
女生 64 40 36 140
合計 177 124 115 416
三、研究內容：
本研究主要探討高中學生對金錢態度的主要面向，並分析男生、女生 及年級的不同在這些面向上是否有明顯的差異。
第二節 研究流程
首先，確立研究動機與目的，進行相關的文獻的搜集與整理，擬定研 究架構並設計問卷，再針對研究對象進行抽樣調查，利用 SPSS 統計分析軟 體將所搜集到的資料進行統計與分析，最後提出結論與建議。研究流程圖 如下：
圖 3-2-1 研究流程圖
確立研究動機與目的
文獻探討
擬定研究架構
問卷設計與調查
資料分析與解釋
結論與建議
第三節 研究架構
本研究所設計問卷之自變項為學生性別(男生、女生)與年級(高一、高 二、高三)，依變項指高中生的金錢觀，包括謹慎小心、功成名就、炫燿虛 榮、理財預算、權宜變通等五個面向。採多變量分析（Multivariate Analysis）
統計方法，利用 SPSS 統計軟體來描述、分析多變量資料。研究架構圖如下：
圖 3-3-1 研究架構程圖 高中生的金錢觀主要面向 ＊ 謹慎小心面向
＊學生年級 ＊ 功成名就面向
＊學生性別 ＊ 炫燿虛榮面向 ＊ 理財預算面向 ＊ 權宜變通面向
第四節 研究問題與分析方法
根據研究動機及目的，擬定研究問題及分析方法如下：
研究問題一：高中生之金錢觀(金錢態度)的現況如何？
分析方法：本問題利用各層面的描述統計量(平均數、標準差等)，了解各層 面的得分情形，探究學生金錢態度之現況。
研究問題二：不同性別的高中生，其金錢觀(金錢態度)是否有顯著差異？
分析方法：研究問題中，自變項為學生性別，屬類別變項(nominal variable)，
有兩個水準(level)：男生、女生，採用獨立樣本的 t 考驗法，目 的在考驗二個獨立母群體平均數的差異情形。
研究問題三：不同年級的高中生，其金錢觀(金錢態度)是否有顯著差異？
分析方法：研究問題中，自變項為學生就讀年級，有三個水準：高一、高 二、高三，採用獨立單因子變異數分析(one-way ANOVA)，目的 在考驗各組在金錢態度上的差異情形是否顯著。
第五節 問卷設計與資料處理
一、問卷設計
本研究之問卷設計參考國內外學者，諸如 Furnham 的金錢信念和行為 量表(Money Beliefs and Behavior Scale)、Yamauchi & Templer 的金錢態度量表 (Money Attitude Scale)、Tang 的金錢道德量表(Money Ethic Scale)、及楊雅淇 (2003)、黃慧真(2006)、蘇韻蓉(2006)等自編的金錢態度量表，選擇與修改適 合高中生的金錢態度問項。
問卷分為兩大部分，第一部分為個人基本資料，題項包含性別(男生與 女生)、年級(高一、高二與高三)、家長職業、家庭經濟狀況、金錢(零用錢) 來源、父母管教態度、每週零用錢數及零用錢用處等。根據研究問題與假 設所關心的性別與年級等名義變項分別以 Sex(男生為 1，女生為 2)與 Age(高 一為 1，高二為 2，高三為 3)表示之。
(Likert-type Scale)五點量表法，從「非常同意」、「同意」、「無意見」、「不同 意」到「非常不同意」分別給予 5 至 1 的得分，分數愈高表示符合該題項 的程度愈高。
二、資料處理
本研究以 SPSS12.0 中文視窗版統計軟體進行資料分析統計工作，資料 處理參考吳明隆博士編著「SPSS 統計應用實務」一書，流程如下：
1、次數分配及百分比
將回收之 416 份有效問卷之受測者資料，包括性別、年級、態度量表 各題項之得分情形輸入電腦，呈現各變項的分佈情形及平均數、標準差、
最大值、最小值等基本數據。
2、項目分析
求出問卷個別題項的決斷值－CR 值，將未達顯著水準的題項刪除，步 驟如下：
(1) 求出量表的總分， 找出高低分組上下 27％處的分數，依臨界分數 將觀察值在量表之得分分成高低兩組。
(2) 以獨立樣本 t-test 考驗二組在每個題項的差異。
(3) 將結果未達顯著的題項刪除。
3、問卷信度分析
為了進一步了解自編問卷的可靠度與有效性，必須做信度考驗。本研 究以在李克特態度量表法中常用的信度考驗方法，即用 Cronbach α 係數考 驗量表的一致性。除了考驗總量表的信度外，亦對每個構念層面的信度加 以考驗。並說明此量表適用的群體，以提供有價值而可比對的資訊，供未 來測驗發展者或其他研究者繼續研究發展的參考。根據學者 Gay (1992) 觀 點，任何量表的信度係數如果在 0.9 以上，表示信度甚佳。至於可接受的最 小信度為何，各方面學者看法也未盡一致，茲將一般衡量標準整理於下表：
數值範圍 接受程度
＜0.1 不可信
0.1~0.3 視研究領域決定是否接受
0.3~0.4 勉強可信
0.4~0.5 稍微可信
0.5~0.7 可信
0.7~0.9 很可信
＞0.9 非常可信
4、因素分析
項目分析完後，接著進行量表的因素分析，目的在求得量表的建構效 度(construct validity)。步驟如下：
(factor loadings)，進行因素分析。
(2) 以主成份分析法(principal components analysis)決定因素的抽取。
(3) 利用最大變異(Ｖarimax)轉軸法改變題項在各因素之負荷量的大小，使得 因素負荷量易於解釋。
(4) 決定因素數目，選取較少層面，獲得較大的解釋量，並命名之。
5、獨立樣本 t-test 考驗
利用獨立樣本 t-test 考驗研究不同性別的高中生，其金錢觀(金錢態度) 在各面向上是否有顯著差異。利用「Levenes＇s Test for Equality of Variances」判別母群體變異數是否相等，其「虛無假設」是兩個母群的變異 數相等，相對的「對立假設」是兩個母群的變異數不相等，即變異數同質 性考驗。若呈現的 F 值達到顯著，則組別平均數的 t 考驗選用「異質變異數 分析」法，此時參考「假設變異數不相等」所列之 t 值；若 F 值未達到顯著，
則接受虛無假設，表示兩個母群的變異數相等，此時參考「假設變異數相 等」所列之 t 值。獨立樣本的 t 值等於組平均數差值除以組平均數差值的標 準誤，t 值愈大，表示兩組間平均數差距愈大，愈會達到顯著水準。
6、獨立樣本單因子變異數分析
利用單因子變異數分析(one-way ANOVA)法研究不同年級(高一、高二、
高三)的高中生，其金錢觀在各層面上是否有顯著差異。
變異數分析也稱為 F 統計法，其中的 F 值等於組間均方值除以組內均 方值，若 F 值愈大，代表組內變異量愈小，而組間的變異量愈大，亦即組 間平均數差異愈大，愈容易達到顯著水準。
ANOVA 分析之 F 值如果達到顯著，表示組別間至少有一對平均數之間 有顯著差異，但至於是哪兩組之間的差異，則需進行探索性資料分析法的
「多重事後比較」( post hoc tests )加以分析了解；若 F 值未達顯著，表示 各組平均數間沒有顯著差異，則不必進行事後比較。
事後比較分析的方法很多，本研究所採取的 Scheffe 法，在考驗每一個 平均數線性組合，並提供水準保護，而非只是考驗一對平均數間的差異情 形，因而 Scheffe 法顯得較為保守。也因此有時變異數分析之 F 值達到顯著，
但事後比較時，卻沒有發現有任何兩組的平均數達到顯著差異。
當 F 值達顯著時，應進一步探究其關連強度指數，以補充說明假設考 驗的結果，並了解變項間的關係程度，關連強度
ω
2 即是依變項總變異量 可以由自變項解釋的百分比，若ω
2 很小，表示結果只有統計顯著意義，欠缺實質應用價值。依 Cohen 所提標準，解釋變異量在 6％以下者，顯示變 項間關係微弱；6％至 16％之間者，屬中度關係；16％以上者，顯示變項間 具強度關係(吳明隆，民 86)。
三、量表編製建構流程
本研究之金錢態度量表(問卷)經研究各理論基礎與確立研究目的後所 編製，建構流程圖如下：
理論基礎與研究目的
編擬量表
選取受試者施測
因素命名
信度分析
正式量表 刪除 CR 值 未達顯著的題項
項目分析
因素分析
第四章 研究結果
第一節 資料分析過程與結果
一、研究樣本分布情形
本研究問卷由國立台中第二高級中學全校六十九個班級中，隨機抽取 其中十個班級之學生進行問卷，施測時共發出問卷共 450 份(約佔全校學生 人數之六分之一)，回收 435 份，刪除答題不全或明顯隨意作答之廢卷，有 效問卷共計 416 份，有效率為 92.4％。
研究問題與假設所關心的性別與年級等名義變項分別以 Sex (男生為 1，女生為 2)與 Age(高一為 1，高二為 2，高三為 3)表示之。其中高一男生 計 113 人，佔有效樣本數的 27.2％；高二男生計 84 人，佔有效樣本數的 20.2
％；高三男生計 79 人，佔有效樣本數的 19.0％；高一女生計 64 人，佔有效 樣本數的 15.4％；高二女生計 40 人，佔有效樣本數的 9.6％；高三女生計 36 人，佔有效樣本數的 8.7％。合計男生共 276 人，佔 66.3％；女生共 140 人，佔 33.7％；高一生共 177 人，佔 42.5％；高二生共 124 人，佔 29.8％；
高三生共 115 人，佔 27.6％。樣本分布情形如表 4-1-1。
二、項目分析
將所有受試者在量表的得分總和依高低排序，得分前 27％者設為高分 組，得分後 27％為低分組，利用獨立樣本 t-test 求出高低分二組受試者在每 題得分平均數差異的顯著性考驗，初步刪除 CR 值未達顯著水準(α<0.05)之
組之統計量及獨立樣本 t 檢定結果如表 4-1-2 及表 4-1-3。
三、因素分析
將具鑑別度的題項進行第一次因素分析，目的在求得量表的建構效度 (construct validity)。結果如下：
(1)KMO ( Kaiser-Meyer-Olkin )抽樣適當性參數與 Bartlett＇s 的球形檢定顯示 KMO 值為 0.851，且從 Bartlett＇s 的球形檢定的卡方值為 3477.688(自由度 為 378)達顯著，代表母群體的相關矩陣間有共同因素存在，適合進行因 素分析。如表 4-1-4。
(2)以主成份分析法(principal components analysis)萃取各題項的共同性，數據 如表 4-1-5，其中題項 q6、q12、q22、q37 之共同性較低，於第二次因素 分析時刪除。
(3)從因素陡坡圖 4-1-1 中，可以看出從第七個因素以後，坡度線較為平坦，
因此保留 5 至 6 個因素較為適宜。
(4)利用最大變異(Ｖarimax)轉軸法改變各共同因素之特徵值，轉軸前六個共 同因素的特徵值分別為 5.393、4.072、1.681、1.446、1.251、1.213，特徵 值總和為 15.056；轉軸後六個共同因素的特徵值分別為 3.573、2.944、2.625、
2.307、1.957、1.652，特徵值總和為 15.058。前六個共同因素可解釋的總 變異量為 53.775％。數據如表 4-1-6。
刪除共同性較低的題項 q6、q12、q22、q37，利用最大變異(Ｖarimax)
轉軸法並選取五個共同因素，進行第二次因素分析，結果如下：
(1)KMO ( Kaiser-Meyer-Olkin )抽樣適當性參數與 Bartlett＇s 的球形檢定顯示 KMO 值為 0.843，且從 Bartlett＇s 的球形檢定的卡方值為 2946.435(自由度 為 276)達顯著，代表母群體的相關矩陣間有共同因素存在，適合進行因 素分析。如表 4-1-7。
(2)以主成份分析法(principal components analysis)萃取各題項的共同性，數據 如表 4-1-8。
(3)從因素陡坡圖 4-1-2 中，可以看出從第五個因素以後，坡度線較為平坦，
因此選取五個因素。
(4)利用最大變異(Ｖarimax)轉軸法改變各共同因素之特徵值，轉軸前五個共 同因素的特徵值分別為 4.898、3.718、1.605、1.320、1.198，特徵值總和為 12.739；轉軸後五個共同因素的特徵值分別為 3.242、2.855、2.754、2.314、
1.575，特徵值總和為 12.740。前五個共同因素可解釋的總變異量為 53.081
％。數據如表 4-1-9。
(5)未轉軸前之成份矩陣、轉軸後的成份矩陣、成份轉換矩陣及成份分數係 數矩陣分別整理於表 4-1-10、表 4-1-11、表 4-1-12、表 4-1-13。
四、因素命名
由轉軸後的成份矩陣表得知，各題項的因素負荷量介於 0.411 至 0.723
(1) 第一個因素包含題項「q4.我認為使用金錢要非常謹慎」、「q5.我認為用 錢要精打細算」、「q8.我認為花錢必須很有理性很理智的」、「q9.即使是 買必需品，花錢時還是要多加考慮」、「q10.我認為即使是小錢也應該要 有積少成多的觀念」、「q11. 我認為＂勤儉節約＂的觀念仍值得提倡」
等共六題，因素負荷量介於 0.595 至 0.723 之間，命名為「謹慎小心」。
(2) 第二個因素包含題項「q16.我認為有錢就可以獲得較多的滿足感」、
「q17.我認為擁有金錢的多寡，是一個人成功程度的重要指標」、「q23.
我認為金錢可用來衡量一個人的成功」、「q28.我認為讀書是為了將來賺 大錢」、「q44.我認為錢是多多益善」等共五題，因素負荷量介於 0.570 至 0.705 之間，命名為「功成名就」。
(3) 第三個因素包含題項「q1.我認為人都要有儲蓄的習慣」、「q2.我認為平 時要有記帳的習慣」、「q3.我認為平時應認真執行財務預算」、「q39.我認 為人必須對未來的財務做規畫」、「q40.我認為現代人必須具備基本投資 理財知識」等共五題，因素負荷量介於 0.599 至 0.681 之間，命名為「理 財預算」。
(4) 第四個因素包含題項「q24. 我認為花錢是一件很快樂的事」、「q25. 我 認為花錢買東西可以吸引他人目光」、「q26. 我認為追求名牌是社會正 常的趨勢」、「q27. 我覺得名牌是地位的象徵,炫燿的工具」、「q29. 我認 為零用錢不夠買喜歡的東西時，可先用借貸方式求解決」等共五題，
因素負荷量介於 0.411 至 0.709 之間，命名為「炫燿虛榮」。
(5) 第五個因素包含題項「q31. 我認為面臨極大的困難，需要用金錢解決, 可用權宜方式，如借貸等來獲取」、「q33. 我認為是否要拾金不昧得視
撿到金錢的多寡來決定」、「q42. 我認為若某些商品太貴的話便可選擇 盜版商品」等共三題，因素負荷量介於 0.575 至 0.612 之間，命名為「變 通權宜」。詳如表 4-1-14。
五、信度分析
將因素分析後所萃取之五個層面分別用 Cronbach α 係數考驗各分 量表的可靠性與有效性，結果如下：
(1) 在謹慎小心層面：六個題項考驗結果 α 值為 0.814，分別刪除各題項 之α 值介於 0.776 至 0.797 之間( 見表 4-1-16 )，顯示此分量表之信 度很可信。
(2) 在功成名就層面：五個題項考驗結果 α 值為 0.757，分別刪除各題項 之α 值介於 0.669 至 0.739 之間( 見表 4-1-17 )，顯示此分量表之信 度很可信。
(3) 在理財預算層面：五個題項考驗結果 α 值為 0.760，分別刪除各題項 之α 值介於 0.692 至 0.729 之間( 見表 4-1-18 )，顯示此分量表之信 度很可信。
(4) 在炫燿虛榮層面：五個題項考驗結果 α 值為 0.687，分別刪除各題項
度可信。
(5) 在變通權宜層面：三個題項考驗結果 α 值為 0.481，分別刪除各題項 之α 值介於 0.346 至 0.442 之間( 見表 4-1-20 )，顯示此分量表之可 信度較差。
至於總量表共 28 個題項考驗結果， α 值為 0.749( 見表 4-1-15 )，
分別刪除各題項之α 值介於 0.727 至 0.754 之間( 見表 4-1-21 )，顯示除 第五個分量表的信度稍差外，其餘四個分量表及總量表的信度都還算不 錯。欲提高信度，除對變通權宜層面各題項內容詞句修飾外，亦可增加 題項再挑選受試者測試，唯因人力、時間考量，僅提供未來研究參考。
表 4-1-1 樣本分布表
樣本分布表
性別 (sex) 總和
男生 女生
年級 (age)
高一 113 ( 27.2％) 64 (15.4％) 177 (42.5％) 高二 84 ( 20.2％) 40 (9.6％) 124 (29.8％) 高三 79 ( 19.0％) 36 (8.7％) 115 (27.6％) 總和 276 ( 66.3％) 140 (33.7％) 416 ( 100％)
表4-1-2 高低組別統計量
題項 高低分組 個數 平均數 標準差
平均數 標準誤 q1 1.00 115 4.8087 .41666 .03885 2.00 125 4.3680 .70179 .06277 q2 1.00 115 4.0870 .84361 .07867 2.00 125 3.5360 .86644 .07750 q3 1.00 115 4.2957 .72516 .06762 2.00 125 3.6640 .77193 .06904 q4 1.00 115 4.5739 .57827 .05392 2.00 125 4.0240 .73467 .06571 q5 1.00 115 4.5217 .67988 .06340 2.00 125 3.8400 .77668 .06947 q6 1.00 115 3.6870 .95848 .08938 2.00 125 3.2080 .99431 .08893 q8 1.00 115 4.2696 .80918 .07546 2.00 125 3.8880 .80539 .07204 q9 1.00 115 4.3043 .80757 .07531 2.00 125 3.8960 .77067 .06893 q10 1.00 115 4.4609 .69189 .06452 2.00 125 4.1360 .74427 .06657 q11 1.00 115 4.5478 .62469 .05825
2.00 125 4.3360 .59492 .05321 q16 1.00 115 4.0522 .79299 .07395 2.00 125 2.7280 .96199 .08604 q17 1.00 115 3.5739 .96483 .08997 2.00 125 2.0240 .88413 .07908 q22 1.00 115 3.7739 .90864 .08473 2.00 125 2.1520 .95930 .08580 q23 1.00 115 3.3478 1.00911 .09410 2.00 125 1.8160 .80707 .07219 q24 1.00 115 3.9826 .79453 .07409 2.00 125 3.0640 1.02975 .09210 q25 1.00 115 3.3130 1.01190 .09436 2.00 125 2.2400 .79717 .07130 q26 1.00 115 3.2000 .89050 .08304 2.00 125 1.9040 .93691 .08380 q27 1.00 115 3.3391 1.11518 .10399 2.00 125 1.8960 1.03817 .09286 q28 1.00 115 4.0609 .94856 .08845 2.00 125 2.8560 1.12669 .10077 q29 1.00 115 2.2783 1.08051 .10076 2.00 125 1.8800 .79919 .07148 q31 1.00 115 2.6522 1.27763 .11914 2.00 125 1.9520 1.08402 .09696 q33 1.00 115 3.1304 1.29453 .12072 2.00 125 2.3040 1.10879 .09917 q37 1.00 115 2.3043 1.02746 .09581 2.00 125 1.8000 .79312 .07094 q39 1.00 115 4.5043 .58300 .05437 2.00 125 4.1040 .72761 .06508 q40 1.00 115 4.6087 .50776 .04735 2.00 125 4.1280 .62186 .05562 q42 1.00 115 3.2087 1.11210 .10370 2.00 125 2.4400 1.11007 .09929 q44 1.00 115 4.3739 .68134 .06354 2.00 125 3.0960 .97901 .08756
表 4-1-3 獨立樣本檢定
變異數相等的
Levene 檢定 平均數相等的 t 檢定
F 檢定 顯著性 t 自由度
顯著性 (雙尾)
95% 信賴區間
下界 上界
q1 假設變異數相等 45.723 0.000 5.851 238 0.000 0.29232 0.58907 不假設變異數相等 5.970 204.559 0.000 0.29515 0.58625 q2 假設變異數相等 0.730 0.394 4.984 238 0.000 0.33317 0.76874 不假設變異數相等 4.989 237.228 0.000 0.33341 0.76850 q3 假設變異數相等 0.000 0.985 6.519 238 0.000 0.44077 0.82253 不假設變異數相等 6.536 237.893 0.000 0.44127 0.82204 q4 假設變異數相等 1.608 0.206 6.406 238 0.000 0.38080 0.71902 不假設變異數相等 6.469 232.538 0.000 0.38244 0.71739 q5 假設變異數相等 0.074 0.786 7.209 238 0.000 0.49543 0.86804 不假設變異數相等 7.249 237.426 0.000 0.49646 0.86702 q6 假設變異數相等 0.056 0.813 3.793 238 0.000 0.23019 0.72773 不假設變異數相等 3.799 237.474 0.000 0.23057 0.72735 q8 假設變異數相等 1.009 0.316 3.658 238 0.000 0.17610 0.58703 不假設變異數相等 3.658 236.153 0.000 0.17605 0.58708 q9 假設變異數相等 2.836 0.093 4.008 238 0.000 0.20762 0.60907 不假設變異數相等 4.000 234.023 0.000 0.20721 0.60948 q10 假設變異數相等 0.810 0.369 3.494 238 0.001 0.14168 0.50805 不假設變異數相等 3.504 237.972 0.001 0.14224 0.50750 q11 假設變異數相等 0.345 0.557 5.634 238 0.000 0.32505 0.67460 不假設變異數相等 5.673 236.345 0.000 0.32626 0.67339 q12 假設變異數相等 0.001 0.979 3.483 238 0.001 0.12223 0.44055 不假設變異數相等 3.469 230.388 0.001 0.12154 0.44124 q16 假設變異數相等 13.739 0.000 11.579 238 0.000 1.09888 1.54946 不假設變異數相等 11.672 235.234 0.000 1.10066 1.54769 q17 假設變異數相等 3.522 0.062 12.987 238 0.000 1.31480 1.78503 不假設變異數相等 12.939 231.277 0.000 1.31391 1.78592 q22 假設變異數相等 0.679 0.411 13.420 238 0.000 1.38382 1.86001 不假設變異數相等 13.450 237.793 0.000 1.38436 1.85947 q23 假設變異數相等 9.399 0.002 13.035 238 0.000 1.30033 1.76332 不假設變異數相等 12.916 218.186 0.000 1.29808 1.76557 q24 假設變異數相等 6.789 0.010 7.689 238 0.000 0.68326 1.15396 不假設變異數相等 7.771 231.131 0.000 0.68571 1.15151
q26 假設變異數相等 0.941 0.333 10.962 238 0.000 1.06310 1.52890 不假設變異數相等 10.985 237.742 0.000 1.06359 1.52841 q27 假設變異數相等 2.551 0.112 10.382 238 0.000 1.16930 1.71696 不假設變異數相等 10.351 232.422 0.000 1.16845 1.71781 q28 假設變異數相等 6.052 0.015 8.922 238 0.000 0.93883 1.47091 不假設變異數相等 8.986 236.182 0.000 0.94071 1.46903 q29 假設變異數相等 10.120 0.002 3.264 238 0.001 0.15785 0.63867 不假設變異數相等 3.224 208.966 0.001 0.15472 0.64180 q31 假設變異數相等 12.503 0.000 4.589 238 0.000 0.39963 1.00072 不假設變異數相等 4.558 224.482 0.000 0.39748 1.00287 q33 假設變異數相等 7.269 0.008 5.324 238 0.000 0.52064 1.13223 不假設變異數相等 5.290 225.413 0.000 0.51858 1.13429 q37 假設變異數相等 9.055 0.003 4.276 238 0.000 0.27197 0.73672 不假設變異數相等 4.231 214.095 0.000 0.26936 0.73933 q39 假設變異數相等 0.753 0.386 4.678 238 0.000 0.23176 0.56893 不假設變異數相等 4.721 233.673 0.000 0.23328 0.56742 q40 假設變異數相等 1.350 0.247 6.526 238 0.000 0.33559 0.62580 不假設變異數相等 6.581 234.746 0.000 0.33679 0.62460 q42 假設變異數相等 0.063 0.802 5.355 238 0.000 0.48589 1.05151 不假設變異數相等 5.354 236.270 0.000 0.48585 1.05154 q44 假設變異數相等 4.190 0.042 11.642 238 0.000 1.06167 1.49416 不假設變異數相等 11.812 222.003 0.000 1.06471 1.49112
表 4-1-4 第一次因素分析KMO與Bartlett檢定
Kaiser-Meyer-Olkin 取樣適切性量數 .851
Bartlett球形檢定 近似卡方分配 3477.688
自由度 378
顯著性 .000
表4-1-5各題項共同性
初始 萃取
q1 1.000 .476 q2 1.000 .661 q3 1.000 .695 q4 1.000 .650 q5 1.000 .564 q6 1.000 .357 q8 1.000 .514 q9 1.000 .563 q10 1.000 .542 q11 1.000 .603 q12 1.000 .446 q16 1.000 .520 q17 1.000 .608 q22 1.000 .471 q23 1.000 .628 q24 1.000 .544 q25 1.000 .583 q26 1.000 .618 q27 1.000 .476 q28 1.000 .480 q29 1.000 .495 q31 1.000 .461 q33 1.000 .461 q37 1.000 .479 q39 1.000 .566 q40 1.000 .573 q42 1.000 .506 q44 1.000 .517 萃取法：主成份分析。
