黃 鳳，張莎莎,2，何青青,3

(1.合肥師范學(xué)院 教師教育學(xué)院，安徽 合肥 230601；2.益陽市大通湖區(qū)第一中學(xué)，湖南 益陽 413000；3.安徽師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，安徽 蕪湖 241000))

作弊行為在世界范圍內(nèi)普遍存在，在大學(xué)生群體中尤為嚴(yán)重。2015年，中國青年報社會調(diào)查中心一項對2000人的調(diào)查顯示，60.4%的人報告自己或周圍同學(xué)在大學(xué)期間有過作弊行為[1]。美國學(xué)術(shù)誠信研究中心的數(shù)據(jù)也顯示，在來自美國31所大學(xué)超過6000名學(xué)生參加的調(diào)查中，超過70%的學(xué)生報告曾經(jīng)作弊，將近25%的學(xué)生承認(rèn)在過去的一年里作過弊，并且學(xué)生對作弊越來越認(rèn)同和接受[2]。作弊與社會倡導(dǎo)的誠信背道而馳，嚴(yán)重影響了正常教學(xué)秩序。因此，有必要探究大學(xué)生作弊行為的影響因素及其背后的作用機制，為減少大學(xué)生作弊行為的發(fā)生，促進考試公平，實現(xiàn)誠信考試提供理論和實證支持。

1 研究假設(shè)

同伴作弊是學(xué)生考試作弊最重要的預(yù)測因素[3-5]。研究者發(fā)現(xiàn)，同伴作弊會讓個體產(chǎn)生嚴(yán)重的不平衡感，即為什么別人可以作弊，我不能作弊？[6]甚至?xí)a(chǎn)生諸如“如果我不作弊，我就吃虧了”這一心理[7]。他們將這一過程稱為社會損失。社會損失是指在社會比較過程中產(chǎn)生的競爭劣勢感，它對個體的作弊行為有重要的驅(qū)動作用。

上述研究結(jié)果，在一定程度上解釋了為什么同伴作弊會對個體的作弊行為產(chǎn)生如此大的影響。然而，即使同伴作弊對個體的作弊行為影響非常大，也并不是每一個看到同伴作弊的個體都會做出作弊行為。這說明存在個體差異。心理特權(quán)是個體差異的主要表現(xiàn)之一，它是指個體感知到有權(quán)利獲得優(yōu)待以及被豁免社會責(zé)任[8]。以往研究表明，較高的心理特權(quán)與更多的攻擊和欺騙行為有關(guān)[9]。作弊是一種典型的欺騙行為，心理特權(quán)是否會導(dǎo)致作弊行為呢？心理特權(quán)的重要特征之一是個體認(rèn)為自己更重要，在任何時候都期待自己比別人表現(xiàn)得更好[10]，這使得心理特權(quán)感高的個體在面臨考試時更加期望有好成績，而當(dāng)這種期待超出個體本身的能力時，他們更有可能通過作弊取得更高的成績。基于此，本研究提出假設(shè)1：心理特權(quán)能顯著正向預(yù)測個體的作弊行為。

此外，心理特權(quán)感高的個體更容易體驗到不公平感[11]，這使得他們在面對同伴作弊時更容易體會到不平衡感和更高的社會損失感，因而更有可能受同伴作弊的影響做出作弊行為?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)2：心理特權(quán)感越高，個體感知到的社會損失感越高，社會損失在心理特權(quán)與作弊行為之間起中介作用。

以往研究一致發(fā)現(xiàn)作弊行為受個體性別的影響，而關(guān)于心理特權(quán)的研究也發(fā)現(xiàn)，男性的心理特權(quán)感顯著高于女性[12]。此外，性別還能顯著預(yù)測個體的社會損失感[5]。這提示我們，性別可能調(diào)節(jié)作弊的產(chǎn)生機制?；诖耍狙芯刻岢鲅芯考僭O(shè)3：性別在心理特權(quán)、社會損失與作弊行為的關(guān)系間起調(diào)節(jié)作用。研究假設(shè)模型見圖1。

圖1 心理特權(quán)影響作弊行為的假設(shè)模型圖

2 研究方法

2.1 研究對象

采用隨機取樣法，對湖南省、安徽省、廣東省等3所高校的在校本科生發(fā)放在線問卷，共計631人參與了在線問卷調(diào)查。剔除未通過測試項、一致作答和作答時間過短或過長(反應(yīng)時在平均時間3個標(biāo)準(zhǔn)差外)的問卷后，得到有效問卷473份，有效率為74.96%。其中，男生181人，女生292人，平均年齡21.71歲(SD=1.94)。

2.2 研究工具

2.2.1 心理特權(quán)量表

采用Campbell等編制的心理特權(quán)量表[13]，共9個項目，采用7點計分，1表示非常不同意，7表示非常同意。得分越高表明個體的心理特權(quán)感越強烈。以往研究表明，該量表具有較好的信效度。本研究中，該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.88。

2.2.2 社會損失量表

采用舒首立等編制的社會損失量表[14]中的兩個項目測量個體感知到的社會損失水平，5點計分，1表示完全不符合，5表示完全符合，得分越高，個體感知到的社會損失水平越高，本研究中，該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.86。

2.2.3 作弊行為量表

采用舒首立等使用的作弊態(tài)度和作弊意向量表[14-15]評估個體的作弊行為，共7個項目。本研究中，該量表的Cronbach's α系數(shù)分別為0.63和0.94。

2.3 統(tǒng)計工具

采用SPSS22.0和Hayes編制的SPSS宏程序(http://www.afhayes.com)[16]對數(shù)據(jù)進行分析和處理。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究采用兩種方法以避免共同方法偏差問題。一方面，在程序上通過匿名調(diào)查、設(shè)置反向計分題等方式控制共同方法偏差；另一方面，在統(tǒng)計上采取Harman單因素檢驗進行共同方法偏差的檢驗。結(jié)果表明，特征根大于1的因素共3個，其中第一個因素的解釋的累計變異為38.48%，小于臨界值40%，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.2 相關(guān)分析

描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析的結(jié)果顯示，年齡、心理特權(quán)、社會損失和作弊行為兩兩之間呈顯著正相關(guān)，性別與心理特權(quán)之間存在顯著負(fù)相關(guān)(詳見表1)。

表1 各變量的描述統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)矩陣

3.3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗

采用Hayes編制[17]的SPSS宏程序，具體應(yīng)用模型59，對心理特權(quán)對作弊行為的直接預(yù)測作用以及社會損失和性別在二者關(guān)系中的中介和調(diào)節(jié)作用及其Bootstrap95%置信區(qū)間進行估計。心理特權(quán)、社會損失和作弊行為數(shù)據(jù)均經(jīng)過中心化處理。性別設(shè)置為虛擬變量，男性編碼為0，女性編碼為1，年齡作為控制變量納入模型。結(jié)果顯示，在方程1中，心理特權(quán)(β=0.47，p<0.001)和年齡(β=0.06，p<0.05)均顯著正向預(yù)測社會損失，心理特權(quán)和性別的交互項顯著負(fù)向預(yù)測社會損失(β=-0.24，p<0.01)；在方程2中，心理特權(quán)(β=0.32，p<0.05)和社會損失(β=0.92，p<0.001)均顯著正向預(yù)測作弊行為，年齡顯著正向預(yù)測作弊行為(β=0.20，p<0.001)，性別(β=-0.07，p=0.66)、心理特權(quán)和性別的交互項(β=0.01，p=0.09)、社會損失和性別的交互項(β=0.11，p=0.75)均不能顯著預(yù)測作弊行為(見表2)。這說明性別調(diào)節(jié)“心理特權(quán)→社會損失→作弊行為”這一中介過程的前半路徑，不調(diào)節(jié)后半路徑和直接路徑，即心理特權(quán)與社會損失的關(guān)系(前半路徑)受到性別的調(diào)節(jié)，社會損失與作弊行為的關(guān)系(后半路徑)及心理特權(quán)與作弊行為直接的關(guān)系(直接路徑)不受性別的影響。

表2 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

對心理特權(quán)與社會損失之間關(guān)系的簡單斜率分析表明，對于女生，心理特權(quán)對社會損失的正向預(yù)測作用顯著(βsimple=0.23，t=3.98，p<0.001)；對于男生，心理特權(quán)對社會損失的正向預(yù)測作用增強(βsimple=0.46，t=6.70，p<0.001)。

綜上所述，社會損失在心理特權(quán)與作弊行為的關(guān)系間起中介作用，而且這一中介效應(yīng)的前半段受到性別的調(diào)節(jié)。對于女生來說，心理特權(quán)對社會損失的預(yù)測效應(yīng)index=0.23，SE=0.05，95%的置信區(qū)間為[0.12，0.34]；對于男生，該預(yù)測效應(yīng)相對更大index=0.46，SE=0.07，95%的置信區(qū)間為[0.33，0.61]。最終得到有中介的調(diào)節(jié)作用模型(見圖2)。

圖2 有調(diào)節(jié)的中介作用模型

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，心理特權(quán)顯著正向預(yù)測個體的作弊行為，驗證了研究假設(shè)1。這與以往心理特權(quán)影響個體欺騙行為的研究結(jié)果相一致[8]。作弊是一種典型的欺騙行為，相比較于其他欺騙行為，大學(xué)生群體中作弊更為常見[18]。作弊不僅可以幫助個體獲得更好的成績，還可以滿足作弊者自戀的需要。而心理特權(quán)這一非理性信念，會使個體變得更加自戀，還會導(dǎo)致較低的社會責(zé)任感[10]，這些都與非適應(yīng)性的結(jié)果密切相關(guān)，容易激發(fā)個體的消極行為。已有研究表明，高心理特權(quán)的個體表現(xiàn)出更多的攻擊行為、不道德行為[8,9]。而本研究發(fā)現(xiàn)，高心理特權(quán)還與更多的作弊行為相關(guān)。這說明，心理特權(quán)是個體不良行為的重要影響因素。

其次，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在心理特權(quán)對大學(xué)生作弊行為的影響機制中，社會損失起著部分中介作用，支持本研究的假設(shè)2。前人研究顯示，社會損失是他人作弊影響個體作弊的重要原因。他人作弊情境下，個體體驗到的“吃虧”的感覺，是個體最終做出作弊行為的重要誘因[7]。高心理特權(quán)者的特點之一是認(rèn)為自己比他人更重要，任何時候自己應(yīng)該受到更多的優(yōu)待，獲得更多的資源[10]，當(dāng)他人通過作弊獲取不當(dāng)權(quán)益時，高心理特權(quán)的個體體驗到的不公平感、不滿意感會更強烈，從而表現(xiàn)出更多的作弊行為。

最后，本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，性別僅對中介路徑的前半段起到調(diào)節(jié)作用，相比較于女性，隨著心理特權(quán)感水平的提高，男性產(chǎn)生的社會損失感更高，部分支持假設(shè)3。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能與男性的性別角色有關(guān)，已有研究發(fā)現(xiàn)，男性的性別角色以關(guān)注公平公正為導(dǎo)向[19]，所以，面對同伴作弊時，男性更有可能體驗到社會損失感，而這一點在心理特權(quán)感高的男性身上更為明顯。

整體而言，本研究探討了心理特權(quán)對個體作弊行為的影響，并通過有調(diào)節(jié)的中介模型進一步探討了心理特權(quán)對作弊行為的作用機制，具有一定的理論價值和實踐意義。在理論方面，有助于理解心理特權(quán)是如何影響個體的作弊行為的，以及對哪些人影響更強。實踐方面，該研究結(jié)果為大學(xué)生作弊行為的預(yù)防和干預(yù)提供了一定的啟示。首先，心理特權(quán)與個體生活經(jīng)歷關(guān)系密切，而不是與生俱來的、不可改變的心理特質(zhì)。本研究結(jié)果提醒心理健康工作者、教育者可以通過增強平等觀念教育、減少自我同情、改變認(rèn)知方式等多種途徑降低大學(xué)生的心理特權(quán)水平，由此預(yù)防作弊行為。其次，社會損失感是可以調(diào)節(jié)、控制的主觀感受，可以從加強作弊危害的宣傳教育、提高道德認(rèn)同等角度，緩解大學(xué)生的社會損失感，從而干預(yù)其作弊行為。最后，在預(yù)防和干預(yù)過程中，注意性別差異，從不同的角度出發(fā)預(yù)防和干預(yù)大學(xué)生的作弊行為。

但本研究還存在一些不足：第一，本研究中探討的作弊行為并不是通過直接測量獲得的，實際考察的是個體的作弊態(tài)度和將來作弊意向，并不代表個體真的會做出作弊行為，未來研究可以直接對作弊行為進行研究；第二，本研究僅探討了心理特權(quán)、性別等個體因素對作弊行為的影響，而前人的研究顯示，考試難度等環(huán)境因素也會影響個體的作弊行為[20]，因此，未來研究可以將個體因素和環(huán)境因素結(jié)合起來，考察環(huán)境因素和個體因素是如何作用，共同影響個體的作弊行為的。第三，隨著移動互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展，個體的作弊手段、作弊方式發(fā)生了極大的變化，也使得作弊行為的界定更加寬泛，本研究中并沒有對作弊方式進行區(qū)分，未來研究可以進一步區(qū)分傳統(tǒng)作弊行為和移動互聯(lián)網(wǎng)影響下的新型作弊行為，探討網(wǎng)絡(luò)是如何影響個體的作弊行為的。

5 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)：(1)心理特權(quán)對作弊行為有顯著的正向預(yù)測作用；(2)社會損失在心理特權(quán)與作弊行為之間起中介作用；(3)心理特權(quán)通過社會損失影響作弊行為的前半路徑受到性別的調(diào)節(jié)，具體來說，相比較于女性，該中介效應(yīng)對男性的作用更大。