大學生學術失信影響因素分析

郭立強

摘要：利用多元回歸技術對大學生學術失信行為的影響因素進行了分析，結果表明：（1）性別、誠信態(tài)度得分、個體感知到的潛在懲罰和收益以及兼職情況均對學術失信行為有影響，其中男性較女性學術失信行為更嚴重，兼職學生較非兼職學生的學術失信情況更嚴重，同時，個體誠信態(tài)度得分越小、個體感知到的潛在懲罰越小以及個體感知到的潛在收益越大，學術失信行為越嚴重;（2）學歷層次以及對互聯(lián)網(wǎng)資源獲取便利性的評價對于學術失信的影響未能通過顯著性檢驗;（3）按性別分組回歸后發(fā)現(xiàn)，風險感知對于男性學術失信決策的影響比女性大，利益感知對于女性學術失信決策的影響比男性大。鑒于此，應通過誠信教育、學術失信教育以及額外輔導的方式來實現(xiàn)學術失信行為的矯正和良好學術生態(tài)的構建。

關鍵詞：大學生;學術失信;學術誠信;影響因素

誠信是一種良好的道德品質(zhì)，它不僅有助于形成個體之間的信任關系，還能夠推動社會和國家的良性發(fā)展。其中，學術誠信就是誠信的重要內(nèi)容之一，它是國家科技創(chuàng)新的重要基石。2018年5月30日，中共中央辦公廳、國務院辦公廳也就此印發(fā)了《關于進一步加強科研誠信建設的若干意見》，明確提出要“進一步加強科研誠信建設、營造誠實守信的良好科研環(huán)境”。在這一過程中，不僅需要實現(xiàn)相應制度的設計，也需要科研工作者的主動為之。換句話說，未來科研環(huán)境的塑造將很大程度上取決于科研力量的儲備軍——大學生。同時，經(jīng)研究表明，大學生的學術誠信狀況將會直接影響到其未來工作、生活的誠信實踐。[1]顯然，如果大學生群體出現(xiàn)嚴重的學術誠信問題，其必然會掣肘未來良好科研生態(tài)的實現(xiàn)。然而，國內(nèi)關于大學生學術失信的研究還較少，僅有的研究也多從理論層面對此問題進行探討，與國外相比，實證方面的研究還略顯不足。因此，本文擬在既有研究的基礎上，利用相關調(diào)查數(shù)據(jù)對大學生失信狀況及其影響因素進行呈現(xiàn)，以此豐富相關研究，并盡可能提供更多有利于矯正大學生學術失信的經(jīng)驗，進而為實現(xiàn)良好科研環(huán)境的構建貢獻些許力量。

一、文獻回顧

Bushway等人率先開始關注大學生的學術誠信問題。[2]在此之后，越來越多的學者進入這一領域。Paul的一項研究發(fā)現(xiàn)美國大學生中有超過80%的學生認為校園生活中存在學術失信行為，有超過50%的學生承認自己就有學術失信行為。[3]相似地，加拿大[4]、澳大利亞[5]、英國[6]以及非洲[7]、亞洲[8]等國家和地區(qū)也有著十分嚴重的學術失信問題。同時，由于這一問題的特殊性，學者們認為學術失信問題比調(diào)查中所獲得的結果更為嚴重。[9]正如Flint所言：“大學生學術誠信已經(jīng)成為全球高等教育亟需解決的問題之一?！盵10]為了進一步認識、理解和解決大學生的學術失信問題，Whitley基于文獻和數(shù)據(jù)對學術失信進行了類型學的劃分，將有關失信行為劃分為偽造、剽竊、尋求非法幫助、不當署名以及對他人學習的干擾五種類型。[11]此后，Olafson對學術失信進行了更簡易地劃分，即考試失信、作業(yè)失信。[12]上述兩種學術失信的類型學劃分均有著很強的包容性，較好地涵蓋了當前學術失信測量過程中的內(nèi)容維度。

此外，研究者們還對影響學術失信的因素進行了廣泛地探討，其中，人口學變量、心理特點、自我效能感、環(huán)境因素、失信種類以及誠信意識是最為核心的內(nèi)容。[13]

關于性別、學歷層次與學術誠信的關系探討也獲得了廣泛地關注。部分學者認為由于男性更具冒險意識和好勝心，其往往更容易出現(xiàn)失信行為[14]，同時，相較于本科生，研究生對于學術失信有更深地了解，其學術失信行為更少[15]。然而，上述關系卻表現(xiàn)出極大的不確定性。[16][17]研究者們認為出現(xiàn)上述現(xiàn)象存在著兩種基本的解釋：一是研究者們未能形成一個統(tǒng)一的問卷或標準體系來對目標行為進行測量，這就制約了研究之間對話的能力，也就抑制了共識的形成;二是研究對象可能存在著明顯的異質(zhì)性，這種異質(zhì)性使得在跨國、跨地區(qū)比較的案例中很難形成一致的結果。換句話說，采用通用性的題目開展對異質(zhì)性文化群體的研究將會帶來更多的經(jīng)驗。

研究者還發(fā)現(xiàn)，誠信意識并不一定能夠轉(zhuǎn)化為誠信行為[18]，這里存在著明顯地轉(zhuǎn)化障礙。關于這一問題，Bandura[19]的社會學習理論為此提供了十分堅實的理論基礎。OFallon在此基礎上，指出大學生能否堅持誠信與其感知到的學術環(huán)境有著密切的聯(lián)系。[20]關于此，國內(nèi)學者利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行了驗證，結果表明這種環(huán)境通常從兩個方面對個體進行影響，一方面，當個體認識到失信行為會產(chǎn)生對己不利影響的時候，個體通常會拒絕失信行為;另一方面，當個體認識到失信行為會產(chǎn)生對己有利的結果時，個體便會產(chǎn)生失信行為的動機。[21]然而，在這一研究中，學術誠信是被作為自變量而納入，因變量則是更廣意義上的大學生誠信。換言之，關于環(huán)境對于學術誠信的討論還略顯不足。

伴隨著現(xiàn)代技術的進步，研究者對于互聯(lián)網(wǎng)所帶來的失信便利性也開始給予關注。[22][23]研究者們認為，個體獲得信息的便利性被迅速放大，這就在一定程度上為個體失信行為的產(chǎn)生提供了條件。相反，在這樣的環(huán)境下，教師憑借自身要對失信行為（例如剽竊）進行判斷就變得越來越困難。換句話說，互聯(lián)網(wǎng)信息技術將會引起更多的大學生學術失信行為。[24]然而，面對電子審查系統(tǒng)的廣泛引入，大學生學術失信開始面臨更大地被發(fā)現(xiàn)的風險。在這種環(huán)境下，互聯(lián)網(wǎng)信息技術對大學生失信行為的影響是否發(fā)生了改變就成為了一個需要討論的問題。

除此之外，一些研究也指出大學生失信行為與個體學業(yè)投入的精力也有關系，即當個體需要分散時間進行其他活動的時候，其所能投入到學業(yè)中的精力就會被擠出，而為了實現(xiàn)學業(yè)的完成，就可能選擇學術失信的行為。[25]然而，該問題在國內(nèi)的研究還略顯不足。

可見，關于不同文化背景下的性別、學歷層次、環(huán)境、互聯(lián)網(wǎng)技術以及精力投入對于學術失信的影響還有進一步完善的空間。鑒于此，本文擬提出如下假設，以期對此問題進行探討。

假設1：相對于女性而言，男性的學術失信情況更為嚴重;

假設2：相對于研究生，本科生的學術失信情況更為嚴重;

假設3：個體誠信意識越小，學術失信情況越嚴重;

假設4：個體感知到的潛在懲罰越小，學術失信情況越嚴重;

假設5：個體感知到的潛在收益越大，學術失信情況越嚴重;

假設6：個體越感覺到容易在互聯(lián)網(wǎng)上獲取資源，學術失信情況越嚴重;

假設7：在課余時間從事兼職的學生，其學術失信情況更嚴重。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

在2018年5月到6月之間，利用問卷星系統(tǒng)進行了學術失信調(diào)查問卷的發(fā)放和回收。在此期間，共回收問卷436份，其中，對5分鐘之內(nèi)完成以及當前狀態(tài)為“畢業(yè)離校”的問卷進行了剔除，最終確定本次研究的有效問卷400份。

（二）問卷內(nèi)容

問卷內(nèi)容主要涉及學術失信、誠信態(tài)度、風險認知、利益認知、互聯(lián)網(wǎng)資源獲取的便利性以及一般性的人口統(tǒng)計學變量。

其中，學術失信的測量主要在Whitley、Olafson以及Shu的基礎上編制[26][27][28]，形成了一個包含15個題項的學術失信量表，包括剽竊圖書資源、抄襲他人作業(yè)、需要獨立完成的作業(yè)卻尋求他人幫助、將一份作業(yè)同時提交給兩門課程、將已經(jīng)提交過的作業(yè)再次提交給其他課程、出售自己的作業(yè)、購買他人的作業(yè)、數(shù)據(jù)偽造、允許他人抄襲、使用考試違規(guī)物品、抄襲他人試卷、將自己試卷給予他人抄襲、尋找替考、為他人考試。題項采取七分量表形式表示個體的參與頻率。

誠信態(tài)度量表在Beck的基礎上進行了修訂，形成了一個包含3個題項的誠信態(tài)度量表[29]，包括在家庭作業(yè)的完成中保持誠信是我的責任、在考試中保持誠信是我的責任、作為一名學生，不去剽竊他人文字、觀點或其他工作是我的責任。題項采取七分量表的形式表示個體對每一題項的認可程度。

風險認知和利益認知量表在OFallon和Brimble的基礎上進行了修訂。[30][31]風險認知量表由三個題項組成，包括自我感知的學術失信行為被發(fā)現(xiàn)的可能、學術失信行為可能懲罰的力度以及教師對于既存失信行為的懲罰力度。題項采用五點計分方法來表示學生對懲罰可能度和懲罰力度大小的認知。利益認知量表由兩個題項組成，包括對學術失信行為能夠提高效率、學術失信行為能夠使我優(yōu)秀的認可程度。題項采用五點計分的方法來表示學生對此的認可程度。

問卷詢問被調(diào)查者“互聯(lián)網(wǎng)是否便捷了其需要的信息獲取”，題項采用五點計分的方式來表示對此觀點的認可程度。

（三）相關變量的描述統(tǒng)計

為了保證各量表能夠代表同一種態(tài)度或行為得分，研究對各量表進行了信效度檢驗，結果顯示學術失信、誠信態(tài)度、風險認知、利益認知的信度分別為0.97、0.93、0.63、0.74，且均不低于0.6，表明各量表信度都在可接受的范圍內(nèi)，相應地各項效度分別為0.944、0.764、0.509、0.500，且均不低于0.5，表明各量表的效度在可接受的范圍內(nèi)。最后，依據(jù)洪大用等人的方法[32]，研究對每個量表的得分進行加總求和，以此來表征各量表所對應態(tài)度或行為的總分。

表1列出了因變量、自變量和控制變量的基本情況。

1代表黨員，0代表非黨員

需要指出的是，學術失信的計分方式是基于個體參與學術失信行為的頻率來計算的，即若個體得分為15分，那么就表明個體在15項學術失信行為上均選擇了“從未參與”，若大于15分，就表明個體承認自己曾經(jīng)有過某種學術失信行為。

通過對原始數(shù)據(jù)的提取，研究發(fā)現(xiàn)僅有26人在15個學術失信的題項中全部選擇了“從未參與”，占比僅有6.5%。若以均值55分為界，將得分在55分以上的個體視為學術失信較為嚴重個體，則仍然有102人處于此區(qū)間內(nèi)，占比25.5%。Ma在對中國16所高校1097名大學生的調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，至少有81%的學生存在學術失信行為。[33]可見，對此問題進行關注將具有十分重要的現(xiàn)實意義。

（四）分析方法

主要采用多元線性回歸技術對影響學術失信的因素進行確認，并在此基礎上通過夏普里分解獲取各影響因素的貢獻，以此找到最為關鍵的變量，進而為后續(xù)的學術失信行為的矯正提供可資借鑒的經(jīng)驗。

三、實證分析結果

（一）學術失信的影響因素

表2列出了3個線性回歸模型的情況，模型1代表全樣本，模型2代表男性樣本，模型3代表女性樣本。

模型1的結果顯示，學術失信情況的確存在性別差異，且男性較女性的失信情況更為嚴重，這一結果與Tsaousis等人的研究一致[34]，即假設1得到了證實。然而就學歷而言，研究結果顯示其對學術失信的影響并未通過顯著性檢驗，這一結論與Rakovski的結果相左?？紤]到研究生樣本僅有41例，為了盡可能避免由樣本過小而帶來的偏誤，研究假設高年級本科生與低年級本科生之間存在學術失信方面的認識差異，并基于此對各年級間可能存在的學術失信狀況進行了方差分析，結果顯示各組之間并不存在差異（p=0.886）。換句話說，本研究的假設2被拒絕。就兼職狀況而言，結果顯示從事兼職的個體失信情況較沒有兼職的個體更高，這一結果再次印證了Maccabe[35]等人的研究，即假設7獲得了證實。此外，就誠信態(tài)度、風險認知以及利益認知而言，結果與以往研究一致[36][37]，即誠信態(tài)度得分越高、知覺到的風險越大以及知覺到的利益越小，個體的學術失信得分越低，假設3、4、5獲得了支持。最后，互聯(lián)網(wǎng)感知、成績以及政治面貌對學術失信的影響未通過顯著性檢驗。換句話說，假設6被拒絕。出現(xiàn)這一原因，可能與新時期電子資源審查技術的進步有關。