學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次作弊行為之關聯性分析

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析

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教育研究集刊 第五十八輯第四期 2012 年 12 月 頁 51-89

學業控制因素、學業自我效能及學業

緊張因素與國中生初次作弊行為之關

聯性分析

張楓明、譚子文

摘要 過去國內有關校園裡偏差行為之相關研究，較少聚焦於國中生的作弊行為， 尤其是學業因素對國中生初次作弊行為問題的影響。因此，本研究目的即在瞭解 學業層面之參與、抱負、自我效能及緊張因素與國中生初次作弊行為之關聯性。 抽樣對象為嘉義市所有市立國民中學，主要探用叢緊抽樣方式，有效分析樣本共 380 名學生，並採用巢式邏輯迴歸模型分析所蒐集的數據。研究結果發現，學業 自我效能及學業緊張因素中之負擔壓力對國中生初次作弊行為具有影響效應;此 外，低自我控制並未與國中生初次作弊行為產生關聯性。最後，本研究並依據研 究發現，就實務及學術上提出建議。 關鍵詞:作弊行為、參與、抱負、自我效能、緊張 張楓明，大同技術學院幼兒保育系助理教授 譚子文，國立中正大學犯罪防治研究所博士候選人(本文通訊作者) 電子郵件:

[email protected]

投稿日期 :2012 年 3 月 9 日;修改日期: 2012 年 10 月 5 日;採用日期 :2012 年 10 月 24 日

Correlation Analysis on Academic Control

Factors

,

Self-Efficacy

,

Strain Factors and

the Onset of Junior High School Students'

Cheating Behavior

Feng-Ming Chang

,

Tzyy-Wen Tan

Abstract

There are few empirical research studies focused on the cheating behavior of junior high school students. Moreover

,

the relationship between academic factors and the onset of junior high school students' cheating behavior has largely been ignored. Therefore

,

thepu中oseof this study was to determine the correlation between academic factors, includinginvolvement, commitment, academic self-efficacy and academic strain

,

andthe onset of junior high school students' cheating behavior. As sample of380 students

,

was selected from all public junior high schools in Chiayi City using a cluster method. A nested logistic regression model was used to analyze the collected data. The results showed that academic self-efficacy and the burden and pressure from study had

Feng-Ming Chang,Assistant Professor,Department of Early Childhood Education,Tatung Institute of Commerce and Technology

Tzyy-Wen Tan,Doctoral Candidate,Department and Graduate Institute ofCriminology,National Chung Cheng University,Corresponding Author

Email: [email protected]

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析

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an impact on the onset of junior high school students' cheating behavior. Otherwise

,

low self-control was not related to the onset of junior high school students' cheating

behavior. Finally

,

this study also provided some practical and academic suggestions

based on the research findings.

-•....

-主..L，.-一一九 室、目。首 根據臺灣一項針對國中生作弊行為的調查報告，有將近七成的國中生在學習 過程中曾經從事作弊行為;在對作弊行為的認知上，只有不到五成的學生認為 作弊是絕不可犯的錯誤;調查結果更進一步發現，年級愈高，學生愈同意作弊無 所謂對錯，亦即對作弊行為的是非觀念極為薄弱，端看個人決定的看法(何琦 瑜， 2003) 。在香港最近一項針對小學四年級至中學七年級近 3 ， 000 名學生的調 查亦發現，超過五分之一的學生承認曾考試作弊，超過一半的參與者不會揭發作 弊，即使他們曾親眼目睹作弊 (Nora &

Zhang

, 2010) 。在華人社會及傳統科舉 制度下，努力用功求學及對傳統知識的學習，緊密編織及深烙於華人對學業成就

的態度，也因此成就了學生內化學業成就高度價值的文化價值觀 (Pong &

Chow

,

2002

)。然而，為了追求成績，教師和家長們常在正規的學習課程以外，增加孩 子的功課與作業等學習負擔(董玉如，

2002 ; Li

,

2005

)。而求學過程中一連串 的考試，也成為驗證孩子努力學習成果的手段，更成為孩子成長過程的一環。對 此，許惠茹 (2009

:

62) 以「詮釋現象學」之人文科學研究法，探究學生生活世 界的考試經驗指出，孩子所經驗的考試生活猶如圍城，教師、家長、學生全都成 為異化的人，並且承載著許多負面情緒。因此，具有低學業自我效能厲的學生， 其學習歷程較容易被焦慮、緊張等負面情緒所影響(施淑i寞，

2004 ; Cassady

&

Johnson

,

2002;

Kr

ampen

, 1988) 。面對學習造成的緊張狀態，

Whitely

(1998) 的 後設分析研究結論發現，學生即使有高度的成就動機，亦即對未來教育目標及職 業的抱負雖然很強烈，但如果不願付出努力就想得到結果，發生作弊行為的可 能性就會比較高。無獨有偶地， Wendy 、 Daviws 、 BatesWAvel10ne (2003) 以藥 學院學生為對象之學業不誠實行為(如作弊)的研究亦發現，四年級學生如果承 受過多的壓力和緊張，會有較高比例從事學業不誠實行為。然而，大部分的學生 表示，從事學業不誠實行為的動機，包括同儕的壓力、為了能夠在社會上實現抱 負，以及受到他人尊重等。 誠如前述，青少年在求學過程中，由於學業的參與，以及對未來的學業抱 負，承受著極大的學業負擔及表現壓力，如果無法運用有效的認知策略來幫助

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析

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學習、管理時間及學習環境，進而調整自己的努力方式，則當學業自我效能低 落時，借助作弊行為以謀取學業成就的機率將大為增加。兼以，國外雖已有眾

多針對學生作弊行為的探討，例如:美國 (Davis ，

Grover

,

Becker

,

&

McGregor

,

1992: McCabe & Trevino

, 1997) 、加拿大(

Christensen-Hughes &

McCa恤， 2006;

Genereux & McLeod

, 1995) 、澳洲 (Brimble

& Stevenson-Clarke

,

2005

)、英國

(Newstead

,

Franklyn-Stokes

, & Armstead,

1996)

.但國內則甚少針對國中生初次 作弊行為成因之研究;再者，相較於國外對社會體制理論、一般化緊張理論及

自我效能之驗證'國內亦少有較完整、系統化之檢驗青少年作弊行為成因解釋

的實徵性研究。近年來，有系統地結合不同的理論，討論偏差及犯罪行為產生 的過程，已成為犯罪理論發展的重要趨向，亦即以綜合或整合性的觀點來解釋

偏差及犯罪行為的形成過程(蔡德輝、楊士隆.

2006 ; Akers

&

Sellers

,

2009

)。

Thornberry ( 1997

)亦指出，以發展性與多元化的觀點解釋偏差及犯罪行為的形 成，才能拾回偏差行為理論的完整性及實際性。因此，本研究試圖加入教育學的 觀點，來補充犯罪學理論與研究典範的盲點;也將依據學業層面之社會控制理 論、一般化緊張理論及社會學習理論之觀點及相關實徵資料，探討影響國中生初 次作弊行為形成之學業層面參與及抱負、學業負擔壓力及表現壓力、自我效能之 因素為何;並以巢式邏輯迴歸分析方法檢視各變項與國中生初次作弊行為的關係 與影響效應，以釐清各變項對作弊行為的影響情形。最後，本研究提出一個較整 體的觀察，希望能對國內此一有所缺漏的實徵研究領域略具補綴之功，以做為未 來研究與學校輔導工作的實務參考。

貳、文獻探討

綜觀相關文獻，雖不乏有採用以生涯發展與生命過程(

developmental and

life-course) 的觀點來探究偏差行為的初次發生、延續、頻率增減、嚴重性變 化、停止等，但仍以將行為之初次發生迄停止未加以區隔較多。針對作弊行為之 探究，亦然。職是之故，本研究嘗試將非全然針對初次作弊行為之相關作弊行為 研究一併納入文獻探討範疇中，並依學業層面之控制理論觀點、自我效能概念及 緊張理論觀點脈絡分析之。

一、作弊行為

根據吳武典(

1988

)的定義，偏差行為意指個人的行為顯著地偏離常態，且 會妨礙其生活適應者，簡單地說，就是行為需同時具備「有異」及「有害」兩個 要件，才是以符合偏差行為的定義。就國中階段的青少年而言，在學校裡的行為 不當情況，例如:由非智力因素所造成之作弊行為(

cheating behavior)

，在青 少年間已漸次成為一種最常見的偏差行為。周1索嫻 (2008 )的研究即指出，在國 內青少年偏差行為裡'作弊行為乃是校園偏差行為裡平均發生率最高的。作弊行 為係屬學業詐欺或學業不誠實行為(

academic dishonesty)

，常見的作弊行為包 括請人代考或交換考卷代寫、挾帶小抄或互相傳遞紙條、抄襲書本或他人答案 等(林朝夫、吳武典， 1996) 。美國一項針對全國青少年學術作弊行為的調查 發現，約有60%的高中生承認在過去的一個學期有作弊行為，分別有14%和 35% 的學生承認有兩次或兩次以上的作弊行為(

Josephson Institute of Ethics

,

2006 )

且在認知上都認為是一種不道德的行為，但是，當他們從事作弊行為時，卻又

常常以各種理由或方式來解釋、合理化自己的行為 (Murdock

&

Stephens

,

2007;

Stephens

,

2004)

0 Harries與Rutter (2005) 比較美國與英國藥學系學生發現， 53%有過學業不誠實行為，而學生在課程作業上作弊比在考試上作弊的情形更 多。對照臺灣的情形，行政院青年輔導委員會 (2006 )根據教育部等單位的研究 分析資料指出，學生的考試作弊行為不僅是青少年偏差行為的樣態之一，更是最 常見，也是最主要的偏差行為，其中國中生有 14.8% 、高中職五專學生有49% 曾 在考試時作弊。謝尚旻 (2006 )針對臺北縣市四所大學學生，以負面表列方式， 在28項學業不誠實行為中，參與一次以上的比例介於2.9%'"'-'70.8%之間，其中， 參與「造假票。竊不公平」行為的比例為 22.1%'"'-'70.8% .參與「一般考場作弊」 行為的比例為22.6%'"'-'53.7% '參與「學業代理行為」的比例為 18 .3 %'"'-'38.3%

'

參與「違規情節重大」行為的比例為2.9%'"'-'8.6% 。

國外研究顯示，教師的行為及態度 (Anderman ，

Cupp

,

&

Lane

,

2010;

Murdock

,

Hale

,

&

Weber

,

2001; Raudenbush &

B可k， 2002) 、同儕作弊行為的影響

(McCabe

,

Trevino

,

&

Butte正ield，

2001

)、同儕對作弊行為的態度 (Anderman

&

Murdock

,

2007; Jendrek

, 1992) 、父母的支持或與父母的衝突 (Bo月， 2008

)

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析 57

道德判斷(

Murdock

&

Stephens

,

2007; Stephens

,

2004

)等因素，均與作弊行為有 著關聯性。在國內，許惠茹 (2009 )的研究指出，考試和作弊為共生的生存策

略;唐淑華 (2006 )以TEPS資料所做的分析顯示，學校經驗對於不同作弊經驗

之學生確有不同的意義;吳毓珊 (2008 )以高職學生為對象之研究發現，作弊行 為會受到教師監考、校規處分、個人良心、班上同學以及學習風氣的影響。巫

秉璋 (2009 )指出，國小學童之父母期望、教室成就表現目標結構(

classroom

performance goal

structure) 、考試違規態度等與學生考試作弊行為有關。從這些 針對青少年作弊行為的研究，我們可以觀察到一個現象:多數研究側重於父母、 教師及同儕對作弊行為的影響，亦即多從學校、家庭角度出發來瞭解作弊的成 因。但相較於國外，國內在考量這些因素效應的同時，尚須納入「升學主義」 要素，也就是華人社會「萬般皆下品，唯有讀書高」的文化價值深烙在父母、 學校及孩于的思維上，如果「讀書最重要」的文化價值有其社會後果，其隱含的 命題是:縱使不同的文化或社會群體對于女學業的重視，並不會有顯著的差異， 但是，孩于本身為學業努力的方式，應該會有所不同。那麼從孩于學業的角度出 發，瞭解學業層面與作弊行為的關聯性，應有助於解釋孩于作弊行為的成因。 誠如以上的文獻探討，即使在不同的社會文化背景之下，青少年既要面對來 自學業競爭與升學考試壓力，又要調適來自家庭、社會、學校、同儕的壓力或 挫折，然圍於認知和問題處理能力的發展尚未成熟，以致在成長過程中，往往會 因人、事、時、地、物的不同，而引發各類型的偏差及犯罪行為。但值得深思的 是，在此雙重壓力的環繞下，現有文獻比較缺乏對青少年學業影響作弊行為的系 統研究，也少見將青少年在面臨學業表現及負擔壓力時，自身是否具有相當的條 件、能力，方能表現出合乎社會、家庭及學校規範的適應行為納入討論。兼以， 國中階段的青少年在學校裡行為不當的情況，例如:由非智力因素所造成之作弊 行為，已漸次成為一種常見的偏差行為，正日益被視為一個社會問題，需要教育 和犯罪學界研究者的立即關切和解釋。基此，本研究針對國一階段之初次作弊行 為進行探討，試圖以青少年自身為中心，並從攸關國中生學業發展歷程之學業表 現、學業負擔壓力、學業自我效能及學業層面之參與及抱負出發，來釐清青少年 自身因素與作弊行為之間的關係。

二、社會控制理論解釋觀點之學業活動參與及學業抱負與作 弊行為關係

在眾多討論偏差行為成因的研究裡，青少年在學校的行為和表現是最經常被 提及的因素之一，而青少年與學校的連結關係在抑制偏差行為的參與上，更是 許多實徵研究的重點 (Nora

&

Zhang,2010; Stewart,2003; Tibbetts,1997; Zhang

&

Messn仗， 1996) 。傳統上，犯罪學的研究亦經常以學業績效做為檢證青少年偏差

行為的方法 (Maguin & Loeber, 1996) 。同樣地，青少年偏差行為與學校的關係

和連結程度，也獲得許多實徵研究的證實(Cernkovich & Giordano,1992; Liska & Reed, 1985) 0 Hirschi ( 1969)的社會控制理論即指出，對於學校活動的參與、

投入，以及投資於對傳統的教育和職業所建立的目標，可以抑制犯罪或偏差行為 的發生。因此，本研究首先從Hirschi的社會控制理論之參與、抱負觀點，探討學 業層面之參與、抱負與國中生作弊行為的關係'分述如下。

(一)學常活動參與對作弊行為之影響

社會控制理論認為「邪惡生於懶人之手J (idles hands are the devils

workshop) ，當個人將其有限的時間與精力投入學術活動、康樂活動、運動及正 當的休閒活動等傳統活動(conventional activities) ，藉著時間的消耗，將能有 效地將青少年阻隔於偏差行為之外。參與通常是用來衡量青少年花費在家庭作 業、學校課業及活動上的時間，對這些傳統活動參與程度的差異，與青少年的行 為模式有著高度關聯性。換言之，一個參與學校正常學業活動、尋求學業表現， 投入及努力於傳統課業的青少年，將受約束於上課、參與學校活動、花費大多數 的時間於考試的準備等，其從事偏差行為的機會就相對減少。然而，儘管國內外 實徵研究證實了參與要素對偏差行為的效應(張楓明，2003 ;譚子文、范書菁'

2010 ; Erickson,Crosnoe,& Dornbusch,2000; Fowler,Banks,Anhalt,Der,& Kalis,

2008; Meenhan,Hughes, & Cavell, 2003) ，但是，亦有研究指出，學校活動的參 與在解釋學校內一些輕微偏差行為的發生上，始終是一個薄弱或不顯著的因素

(Jenkins, 1997; Payne,2008; Welsh, Greene,& Jenkins, 1999) 。學校是除了家庭 以外，青少年日常生活的主要活動場域，在學校裡的一切深深影響著其行為的發 展。是故，若青少年不接受學校規範的控制和環境的教養時，亦即與學校的連結

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析 59 力量不夠，將可能是導致偏差或犯罪行為的主因。然而，哪些活動才是合乎傳統 的活動，可為學校規範所接受呢?對於在學少年而言，做學校的功課、閱讀書籍 及教科書、事前準備考試等活動即是一項重要的指標，耗費愈多的時間在這上 面，就表示其參與這項社會連結程度愈大，則其從事作弊行為傾向就愈低。 (二)學常抱負對作弊行為之影響 抱負是個人理性投資和努力的方向(如工作、教育) ，提供一個必需的機 制，使得個體接受社會和文化價值觀，例如:珍情人際關係、學業上成功、較高 尚和高地位的職業投入，並與之形成連結。如同 Hirschi

( 1969

)所言，抱負被視 為個人的「對事物的理性投資和努力 J '更重要的是，抱負提供了一個形成連結 的機制，亦即被社會和文化所接受的價值觀念。青少年如投注相當的時間和精力 於追求較高的教育和事業，則當他要從事偏差行為時，即必須要考慮偏差行為可 能會為他帶來的不利代價。國外的研究顯示，青少年若是比較容易接受傳統的方 式去求取成功，較不易發生偏差行為(

Cernkovich & Giordano

,

1992; Erickson et

a

I.,

2000; Una1 &

Cukl汀，

2011; Welsh et a

I.,

1999; Zhang & Messner

, 1996) 。在國

內，許春金(

1993

)驗證 Hirschi 對於社會鍵(

social

bonds) 的各項假設，研究即

顯示，愈有遠大的志向，愈努力於追求合於傳統的目標，則愈不可能從事偏差或 犯罪行為。然而，張楓明 (2003 )以雲嘉地區三所國中及三所國小學生的研究則 發現，抱負對青少年偏差行為並沒有顯著的影響效應。研究結果有如此的差異， 很可能是因為不同研究中納入的偏差行為範疇及類型不同所致，故若能聚焦而針 對與學業相關的偏差行為進行探究，或許將能釐清上述研究發現的差異。當然， 這樣殊異的研究結果並非意昧著有人認為犯罪或偏差是不需付出代價的，反而多 數的人都有犯罪風險的考量，是以，正如蔡德輝( 1996) 引用 Becker對於人們為 何要守法的詮釋所言，其指出人們之所以要守法，是因為個體很重視自己在這些 活動上之社經地位。因此，如要從事犯罪行為，則必須考慮犯罪的代價是否划得 來，是否要面臨失去個人之抱負與期許的風險。從上述有關青少年抱負與偏差行 為之關係的研究大抵可發現，愈有遣大志向，努力追求學術成就，並遵守傳統的 社會和文化價值追求成功者，愈不可能從事偏差行為，亦即當他們要從事作弊行 為時，則要考慮作弊行為的代價是否值得他冒險失去個人之抱負與期許的風險。 綜合上述文獻探討可發現，青少年學業層面之參與、抱負與作弊行為可能具

有關聯性，若青少年願意花費時間參與學校的各項活動、投注心力於課業，將 避免其以作弊行為的發生，而有良好的學業表現及成績，亦有助於提高青少年對 未來的抱負，而願意尊重及遵守學校規範'當他要從事作弊行為時，他必須考慮 作弊行為(如被教師察覺)可能為他帶來的不利代價。易言之，作弊行為若被發 現，可能對有希望接受高等教育和獲得高地位事業的抱負，帶來不良的副作用。 據此，本研究首先即買賣焦於社會控制理論之參與、抱負，探討學業層面之參與、 抱負與國中生作弊行為的關係。

三、學業層面自我效能與作弊行為關係

Bandura ( 1977

, 1982) 認為，人類特有的知覺歷程對行為模式的獲得與維持 有關，其中，又以個人因表現成功而體驗到的能力知覺最為重要，亦即個人對 於自己在處理某種情境所需之行動中，能夠產生自我表現良好的評價。據此，

Bandura提出「自我效能 J

(self

efficacy) 一詞說明個人對於實現不同情境的控 制能力知覺，進而以自我調整(

self

regulation) 說明個人、行為與環境三者交互 決定的行為學習歷程。Bandura進一步說明，自我效能是人們對於自己完成既定 行為目標所需的行動過程的組織和執行能力的判斷，而此判斷也決定了個人在 面對困難時付出多少努力，以及將持續多久的時間(Bandura，

1977

,

1982

,

1986

,

1997

)。換言之，自我效能意指一個人相信他有能力運籌各項資源以完成某項特 定任務的信念，它也是一種個人對自我表現能力的預期和信念 (Pervin，

Cervone

,

& John

,

2005

)。對此.

Agnew

(1992) 指出，具有高自我效能的個體通常擁有 較佳的敏銳性和應變能力，亦即自信有能力能把事情處理好的時候，用偏差行為 來應付緊張或壓力的可能性就會降低。此外.

Baron

(2004) 、溫明晶 (2003

)

的實徵研究也發現，自我效能可以預測青少年的偏差或犯罪行為。 再者，若從教育的觀點審視，學習是青少年的主要生涯課題，學生是大多數 青少年求學生涯中的主要角色，在求學歷程裡所遭遇學業上的挫折與失敗，更是 一種無可避免的情境，而學生在面臨失敗情境下的反興思考，將會直接干擾其認 知活動的進行，這樣的失敗經驗也會影響自我效能信念，進而降低其學習動機， 而失敗後的負向情緒，會讓青少年在學習上失去了內在情凰支持，對學習是非常 不利的(張憲卿、程炳林.

2010)

;此外，失敗的學習結果也會再反饋到自我效

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析

61

能，使得青少年的自我效能不佳，導致偏差或犯罪行為的發生，再加劇學習成效 的低落，形成一種惡性循環。事實上，許多有關學習自我效能和作弊行為關係的 研究均發現此二者間的關聯性，例如: Murdock 等人 (2001 )以中等學校學生為 對象的研究指出，在控制了個人目標、課堂結構目標及學習環境後，學業自我效 能和作弊之間呈負向關係;此種現象在以大學學生為對象的研究亦呈現相同的結 果(

Finn

&

Frane

,

2004

)。不蕾於此. Nora與Zhang (2010) 以 100位香港中學學 生為對象的質性研究亦顯示，自我效能的信念是作弊行為的決定因素之一。但 是. Anderman與Murdock (2007) 測試自我效能(如焦慮和懷疑)對自己學習表 現的研究即發現，對失敗的恐懼和負面情厲的產生與作弊則僅有著低度關聯性。 由以上的探討可知，自我效能愈高的青少年，對困境擁有較佳的應變能力， 採用作弊行為來因應學習成效失落的可能性較低;反之，低自我效能者則易以作 弊行為來因應學習成績不佳的情形。換言之，青少年自我效能與作弊行為之間應 具有一定程度的關聯性。再者，自我效能與緊張之間亦具有關聯性，因緊張而產 生的壓力或負面情緒甚可能會加劇青少年本身學習自我效能的低落，並引致作弊 行為的發生。準此，本研究將學業層面之自我效能納入共同分析，探討其與學業 層面之參與、抱負，以及緊張因素與青少年作弊行為間的關聯性。

四、學業層面之緊張因素:學業之負擔壓力及表現壓力與作

弊行為關係

Agnew ( 1985

, 1992) 所提出的「一般化緊張理論 J .係由社會心理學角度 將傳統緊張理論之缺失加以補強，不但保留了傳統緊張理論主張社會結構對偏差 行為所造成的影響，還包括了個人特質、互動關係及周遭環境因素的影響效力 (董旭英.

2003)

0

Agnew ( 1992

, 2006) 認為，個體偏差行為的發生，是因為 處於一個緊張的情境中，當個人經歷緊張或壓力經驗時，更有可能從事偏差行為 或犯罪。而個人緊張的來源可被區分為三方面: (一)未能達到期望中的目標

(failure to achieve positively valued goals)

.包含抱負與期望成就的落差、預期 的成就與真正達成的成就有所差距，以及認為公平的結果與實際的結果有落差。 當這種預期不能兌現，會造成青少年的挫折與憤怒的情緒，或在自我效能的嵐知 上造成損失，若個人無法用合法的手段籽解因差異所造成的緊張與不安成時，則

很有可能會以偏差行為做為改善差距的手段。因此，當學生在學業上的努力無法 獲得預期的成果時，這些學生可能傾向於以違反公正的作弊方式，達到其認為應 有的成績 (Vowell

&

Chen

,

2004)

0 (二)生活中個人失去正向的刺激(

removal

of positive

stimuli) 。當個人生活中所喜歡之人、事、物消失、離去或破壞時， 皆會造成極大的負面影響，因而導致緊張與負面的情緒發生。此時，若未能找 到正當途徑適時地加以籽解，便容易產生衝動的攻擊行為或是消極的逃避行為。

(三)生活中負面刺激的產生(

confrontation with negative

stimuli) 。生活中的

負面刺激是指發生令人焦慮不安的事情，例如:學校生活壓力、受虐、暴力受害 者、親子關係不良、受同儕排斥等。當個人遇到上述情形時，若無法使用有效策 略或方法來減輕此挫折感與不安，則極易採取直接或間接對負向刺激來源做反 擊，或是使用逃避的手段加以逃離。質言之，從Agnew的理論觀點，吾人可知第 一類的目標是實現，第二類的目標是保持，第三類的目的是為了避免。 承上所述，兼以Kaplan 、 Liu與Kaplan (2005) 所指，考試與課業要求是影 響學生重要的壓力來源。由此推之，如果學生在學業表現上很難達到要求、實現 或在學業負措上存在著很大的壓力時，他們將體驗到這種情緒上的焦慮、憤怒、 挫折或抑鬱，要減緩或避免這些負面情緒所帶來的不愉快，有些學生所採取的應 對策略可能包括學業上的作弊行為，以避免學業表現和負搪所導致的失敗或不愉 快。因此，本研究即從學業層面的緊張因素:學業表現和學業負擔等兩面向之壓 力，討論其與作弊行為的關係'分述如下。 (一)學常表現壓力 當學生進入學校之後，學業上的成就、學校人際關係等因素都會對學生的偏 差行為有所影響。如果學生的學業表現不佳，則可能會使學生覺得學校是個令 人戚到無價值、無能力厲、無控制厲的場所。緊張理論的先驅者中.Cloward與

Ohlin (

1960) 即認為，當青少年無法以合法或公平的方法來達到其所渴望及認 同的成就時，則這些原先預期的渴望與認同，反而會使青少年產生挫折戚與失敗 戚等負向情緒，導致青少年處於緊張的狀態，認為沒有機會藉由合法的方式達到 理想成功的目標，有些人進而會懷疑傳統社會的行為準則，於是，逐漸偏離合法 的社會規範，若有犯罪的機會時，即會借助非法和偏差的手段來追求與實現理 想中的成就標準 (Cullen，

1983

, 1988) 。在華人社會裡，由於傳統科舉考試文化

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析的 的影響，學業成就的表現成為臺灣社會根深抵圍的核心價值 (Li ，

2005)

，也因 此，華人教師常會因學生不交作業、成績低落等學業表現不佳而予以懲罰，但 對個人而言，獲得良好的學業成就經常是較為難難的任務(顏穌思、黃光圓，

2011

)。是故，當學生發現將自己時間、精力投注在提升學業表現上，仍無法達 到預期成就時，學生即可能以作弊行為來反應這種落差，或舒緩負面情緒所帶來 的不悅戚。

( .=..

)學當負持壓力 相對於國小，國中是個較強調學業或考試競爭的環境，不僅要跟班上同學 相比，更要與其他班級或學校的學生在整個教育環境裡彼此競爭(張郁雯，

2008

)。學業上的成功是要經過不斷的努力，以及適當的方法方可實現。但在 此過程裡'無可避免地必須承受沉重的課業壓力，例如:寫不完的作業、念不完 的書、過多的考試等。根據行政院主計處(2010) 2009年青少年狀況調查統計顯 示，的 --"24歲青少年之日常生活困擾以「學校、課業問題」最多，占69% 。陳佳 琪 (2001 )的研究發現，有些學生易因課業壓力轉而成為行為偏差的問題學生。 根據Agnew的論述，學業上的課業壓力所造成的負面情緒，若未能尋求妥適的方 法加以舒緩，有可能會阻礙青少年發展的機會，在未能實現一般傳統文化和價 值目標的狀態下，青少年易以違反社會規範的策略來反應(Agnew，

1985

,

2006;

Tyga前， 1988) 。顯然，作弊即是其中一種常見之違反社會規範的反應策略。此 外，過度壓力與緊張可能會造成國中生懷疑自己的能力，不僅減損其學業自我效 能，也有可能對課業表現或學習行為造成負面影響(Marsh，

1994 )

整體而言，對於臺灣的國中生而言，學業表現及學業負擔所導致的壓力是日 常生活困擾的主要來源。學業成就的表現關係到未來的發展，故學校生活情境 及各種事件及狀況，顯然是青少年負面刺激的主要來源之一 (Aki恤，

LeTendre

,

Baker

,

&

Goes1ing

,

2002)

0

Tygart ( 1988

)及Van

Houtte

(2005) 的研究即發現，

對於低學業成就的學生而言，因為他們沒有辦法達到學業所要求的標準'所以， 一直承受著學業壓力，背負著學業失敗的標籤，也很難改變他人對自己的印象。 這種負向的刺激，易使他們以作弊的行為模式來求取或減輕學業上的壓力。本研 究即從學業表現及學業負擔壓力二面向，討論其與國中生作弊行為的關聯性，兼 以討論在納入學業層面參與、抱負及學業自我效能的效應、後，其與作弊行為關係

的變化。

五、學業層面之參與、抱負、自我效能及緊張因素與初灰作

弊行為的關係 周慷嫻( 1999) 以國中生與高中生為對象，並區分為一般組、危險組及犯罪 組的研究指出，以犯罪的社會控制理論觀點審視，喜歡上學的態度、將學生留 在學校內，對於降低危險組及犯罪組青少年的偏差或犯罪行為確實有所助益，其 中，又以放寬學業成就的競爭和重要性的方法最為有效。 Astin

( 1993

)之「學 生的校園投入」實證研究中，以超過25 ， 000名學生的資料分析 146 種自變項後指 出， I 學生參與學校活動的程度最能決定學生的學習成果 J '檢證結果也發現， 學生花費在讀書或研究功課的時間和其認知學習上的成果關係最大，亦即青少年 對學業活動的參與或投入、對未來投資和努力的抱負愈強烈，所獲取的學業成就 表現對減緩或抑制偏差行為的發生愈有幫助。也就是如Hirschi所言，當青少年參 與傳統學業活動的時間愈多，花費愈多心力、人力、物力於理想、目標的追求，一 且他們從事作弊行為，就必須對於目標能否達成冒著相當程度的失敗風險，而這 種投機風險會使青少年失去投資、努力的結果，以及就學、就業的機會，甚至斷 送美好的前程。因此，當他們嘗試作弊時，就必須考慮所付出的代價。換言之， 對於過往在國小階段從未作弊的國中學生而言，倘若其在進入國中就讀後，對學 業活動有高度的參與，並建立了高遠的抱負，一則高度的參與應有助於避免其以 作弊面對學業評量，再者也會避免作弊可能導致的負面作用，如此一來，其初次 作弊行為發生的可能性便會降低。 但是，在參與學業、投資於傳統教育目標的同時，來自於學科、父母、教 師、同儕、補習、考試、成績差距、強迫學習等學業表現及負擔壓力，一直是青 少年求學過程中難以抹滅的負擔，亦為青少年日常生活中「負面刺激」的主要來 源之一，這類的負面刺激往往使學生在準備學業時出現顫抖、緊張、焦慮的情 緒，進而產生挫折與壓力等不良反應，在某種程度上，勢必影響青少年學業表現 和學業負擔，迫使他們做出改變以因應心理上的壓力，若無法使用有效策略或方 法來減輕此挫折凰與不安，則極易採取直接或間接對負向刺激來源做反擊，或是 使用逃避的手段加以逃離。 Agnew即指出，當個人處於負面刺激愈多，刺激的強

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析的 度愈大時，對於其產生犯罪或是偏差行為的影響愈大。由此推之，兼以國中課業 壓力與國小階段差異甚巨，國中階段的青少年將可能較易由學業表現及學業負擔 導致緊張的產生，而使其發展機會遭到限制，若又認同使用非法手段，則其即便 於國小階段不會作弊，但仍非常可能在面對國中學業壓力的情況下，第一次嘗試 以作弊行為來減輕或舒緩學業表現及學業負擔壓力。 然而，同樣面臨國中階段的學業壓力，何以有些學生在國中發生了初次作弊 行為，為什麼有些學生仍能夠從容應付，無畏於這種學業上的挫敗，將其視為 一種挑戰或是正向效應，而仍能不以過往從未採取過的作弊行為反應以獲取好的 成績呢?這可能的原因包括三種:其一，可能是學生本身所擁有的高學業自我效 能，在面對壓力情境時，較能夠用正向的態度解構可能的風險與現有的資源，這 種正向的態度使學業壓力得以被視為一種挑戰而非威脅(

Chemers

,

Hu

, &

Garcia

,

2001

)。也因此，具有高學業自我效能的學生，在學習歷程較不容易被焦慮、憂

鬱等負面情緒所影響 (Betz &

Hackett

,

1983;

Kr

ampen

,

1988)

，並能表現出更好 的學習成績(Shankla凶， Genoli凹，

Franca

,

Guelfi

, &

Ionescu

,

2010)

，對學校也有

強烈正面的歸屬廠(劉玉玲，

2005)

，再回應到對學校各種活動的高度投入及參

與，更願意設定遠大的志向，愈努力地追求合於傳統的目標，而珍惜自己努力

所獲致的一切，形成一種正向的循環，因此，較不容易從事作弊行為(Nora&

Zhang

, 2010) 。其二，則有可能是來自於青少年本身自我控制的能力。根據一

般化犯罪理論(

Gottfredson

&

Hirschi

,

1990)

，缺乏自我控制能力是導致個體偏

差行為的主要原因，包括學術上不誠實的行為。由於缺乏自我控制，使得青少年 更容易從事偏差行為，因為缺乏自我控制的人，著重在短期的利益而忽略長遠的 後果，無法抗拒犯罪的誘惑(Ameklev，

Grasmick

,

Tittle

, &

Bursik

, 1993) 。研究 顯示，青少年的自我控制能力是影響其從事作弊行為的可能因素之一 (Muraven ，

Pogarsky

, &

Shmueli

,

2006; Nagin

&

Pogarsky

,

2003)

，例如:

Tibbetts (1997)

以 330名大學生為對象的研究發現，低自我控制是導致學生從事作弊行為的風 險因子; Muraven等人 (2006 )以及 Mead 、 Baumeister 、 Gino 、 Schweitzer與

Ariely

(2009) 的研究亦證實自我控制和作弊行為之間具有高度關聯性。Gino 、

Schweitzer

、 Mead與Ariely (2011) 以 101 位大學生為對象(58名男性、 43名女 性，平均年齡 22.12歲) ，探討自我控制與作弊行為關聯性研究，結果發現，作

弊行為的發生可能是由於自律結果的失敗，亦即自我控制能力的低落，從而接受 了作弊機會的誘惑。 由前述的探討可知，學業層面的參與、抱負既可能影響青少年學業自我效 能，以及學業表現與學業負搶壓力，又與青少年作弊行為多有實徵關聯。因此， 當國中生參與學業活動、投資或努力於自己所設立目標時，其初次作弊行為的產 生是否來自於學業表現和學業負擔壓力的影響?再者，國中階段之青少年較正向 的學業自我效能是否能影響學業表現及學業負擔壓力，或學業層面參與、抱負與 初次作弊行為發生的相關性，在過去的實徵研究均甚少討論。準此，本研究將針 對上述議題做詳細之實徵性探討。

參、研究方法

一、資料來源與研究對象

本研究資料來源係由張楓明 (2010 )所進行之縱貫研究第三次調查蒐集所 得，採用此項資料是由於該次調查施測時間為2010年6月，故資料範疇較足以涵

蓋整個國中一年級階段。此項資料之抽樣對象為嘉義市八所國民中學學生，並採

用叢緊抽樣方式，

二、變項測量

(一)很變項 本研究中關於作弊行為的測量，是由受訪者就其從事作弊行為之發生時間選 擇適當答案，做為實際發生作弊行為的情形，其反應項包括「從未發生過」、 「進入國中就讀以後曾經發生過」、「進入國中就讀以前曾經發生過」等三個選

項。由於本研究係針對國一階段之初次作弊行為進行探討，故填選「進入國中就

讀以前曾經發生過」者於分析時加以剔除，而在建構國中一年級學生作弊行為指 標時，就受訪者之作弊行為發生與否計分，凡在曾發生者給 I 1J 分，未曾發生

者給 '0 J 分。亦即，作弊行為變項所取的值為 l 時，受訪者曾於進入國中就讀

(

2009年9月)迄施測( 2010年6月)期間曾初次從事作弊行為。

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析的 (二)自變項(學常層宙) 1.參與 主要參考 Hirschi

( 1969

)、「臺灣教育長期追蹤資料庫」問卷資料(張主 雲， 2003) 加以編訂，建構出下列題目做為測量國中生之參與學業相關活動情 形:詢問寫功課、念書、準備考試等三題，答項包括. r 從來沒有」、「很 少」、「偶爾」、「經常J '依序給予l 到4分。其所得值愈高，代表國中生之學 業層面的參與程度愈高。 2. 抱負 抱負變項之題項係依據Hirschi

( 1969

)之社會控制理論、再參考Kempf

(1

993

)、潘秉松 (2001 )、溫明晶 (2003) ，以及郭慧敏 (2004 )之調查問卷 題項，建構出做為測量國中生之學業層面的抱負情形之題目，再以主軸因子分析 法萃取因素，並以直接斜交法進行因素分析，保留特徵值大於卜且選取因素負 荷量大於.4 5 的題項，剔除因素負荷值較低的題目，以提高量表變項之效度。結 果萃取出一個因素，因素負荷值介於 .64"-' .83 之間，可解釋之變異量為 58.89%

'

。onbach's

Alpha=

.84 。四個題項包括. r 我非常重視課業的表現J ' r 我希望 能在學校能得到好成績 J ' r 我希望我的成績比別人更好 J ' r 我希望未來進入 好學校念書」。答項包括 r 非常不符合」、「不符合」、「符合」、「非常符 合 J '依序給予 l 到4分，建構指標時以平均值取之，其所得值愈高，代表國中生 之學業層面的抱負程度愈高。 3. 自我效能 自我效能變項係依據Bandura

(1977a

, 1977b) 之理論概念，再參酌梁茂森

( 1998

)、溫明晶 (2003 )之調查問卷加以編訂後，建構出做為測量國中生之 自我效能情形之題目，再以主軸因子分析法萃取因素，並以直接斜交法進行因 素分析，保留特徵值大於1 '且選取因素負荷量大於.45 的題項，剔除因素負荷 值較低的題目，以提高量表變項之效度。結果萃取出一個因素，因素負荷值介 於 .58"-'.75之間，可解釋之變異量為44.32%

' Cronbach's

Alpha=.86 。最終，八個 題項包括 r 我能夠在學業上表現得更好J ' r 在學業上，我能夠達到父母的期 望 J ' r 在學業上，我能夠達到老師的期望 J ' r 我能夠多念幾遍課本，以便記 住其中的內容 J ' r 我訂出一個學習計畫後，就能將它付諸實行 J ' r 我能夠督

促自己去念書，做功課 J ' '我會樂意去面對具有挑戰性的學習 J ' '我相信只 要我努力，功課一定能進步」。再者，問題之答項則包括. ，非常不符合」 「有點不符合」、「有點符合 J '以及「非常符合」四者之四點量表。最小值為 1 '最大值為4 ，建構指標時，以平均值取之，其所得值愈高，代表國中生之學業 層面的自我效能程度愈高。 4. 緊張因素 本研究之緊張因素變項涵蓋範疇凝聚於學業層面，概念來源係依據 Agnew (1 992) 之一般化緊張理論，再參考董旭英 (2003 )及蔡美雪 (2006 )等人之間 卷題項，建構出做為測量國中生之學業層面緊張情形之題目，再以主軸因子分析 法萃取因素，並以直接斜交法進行因素分析，保留特徵值大於 1 '且選取因素負 荷量大於.4 5 的題項，剔除因素負荷值較低的題目，以提高量表變項之效度。因 素分析結果取出兩個因素，因素一之題項為: '老師交付的作業太繁重 J ' '我 覺得要念的書很多，念不完 J ' '我覺得考試過多，讓我疲於應付」。因素負荷 值介於 .72"'-'.85 之間，可解釋之變異量為47.06%

' Cronbach's A1pha=.84

;而依據 題項命名為「學業負擔壓力」。因素二之題項為: '我覺得功課比不上別人」 「我覺得自己的課業成績不佳 J ' '我擔心無法考上理想的學校」。因素負荷值 介於 .51 "'-'.87之間，可解釋之變異量為 14.26%

' Cronbach's A1pha=.77

;而依據題 項可命名為「學業表現壓力」。至於兩個主要因素合計，則可解釋6 1. 32%的變異 量。再者，計分方式依序由填答「非常不符合」至「非常符合」給予1 至4分，而 建構指標時，則由上述四個題目所取的值以平均值表示，所得值愈高，代表其學 業層面之壓力愈高。 (三)控制變項 1.性別: 劃分為男與女，並將此非計量性資料轉換成虛擬變項(

dummy variabe )

以 'OJ 代表女性，

'1

J 代表男性。 2. 低自我控制

係依據Gottfredson與Hirschi

( 1990

)之一般化犯罪理論 (a

general

the。可 of crime) 延伸編修題項而來，再以主軸因子分析法萃取因素，並以直接斜交法進 行因素分析，保留特徵值大於1 '且選取因素負荷量大於.45 的題項，剔除因素負

FEfff 張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析

69

荷值較低的題目，以提高量表變項之效度。結果萃取出一個因素，因素負荷值介 於.59'"'"'.73 之間，可解釋之變異量為 4.51% ' Cronbach'sAlpha=.80 。最終，六個題 項包括，.我是個性容易衝動的人J ' ，.我很難專心完成一件事件 J ' ，.我容易 因一時氣憤而犯下錯誤 J ' ，.有些事情違反了校規，但我仍然忍不住要去做」 「我曾受不了外界的誘惑，而做出讓自己後悔的事 J ' ，.我經常被人說成是一 個沒有耐性的人」。再者，問題之答項則包括. ，.非常不符合」、「有點不符 合」、「有點符合 J '以及「非常符合」四者之四點量表。最小值為 I '最大值 為4 ，建構指標時，以平均值取之，其所得值愈高，代表國中生之自我控制程度 愈低。 3. 家庭背景 ( 1)父母戚情狀況:父母戚情狀況題項之答項，由低迄高，從「非常不 好」、「不好」、「好」、「非常好」給予 1 至4分，所得值愈高，代表國中生知 覺之父母鹿情狀況愈好。 (2) 家庭經濟狀況:家庭經濟狀況題項之答項，由「下」到「上」分為五 個等級，分別給予 1 至5分，所得值愈高，代表國中生認為其家庭經濟狀況愈佳。

三、資料分析與統計方法

本研究以百分比、次數、平均數、標準差等描述性統計分析(descriptive

statistics) 來檢視各變項之分布情形;再由相關分析(correlation analysis) 統計 方法分析各變項與國中生作弊行為的關聯|生;最後，本研究以巢式邏輯迴歸模式

(nested logistic regression model) 分析技術建構學業層面之參與、抱負、白我效 能、學業負擔壓力及表現壓力變項對國中生初次作弊行為的解釋模型，共包括 四個模型組。本研究之所以採用巢式邏輯迴歸分析，理由在於各模組是由兩個 以上包含不同變項的迴歸模型所組成，但有其共同的分析目標，且每一迴歸模型 之白變項數目及白變項的選取順序均依據理論觀點及邏輯推論宣入(董旭英， 2007)。首先，模型一探討學業層面之參與及抱負與國中生初次作弊行為的關聯 性;模型二則討論學業層面之自我效能對國中生初次作弊行為的關聯性;模型三 探討學業層面緊張因素之負擔壓力及表現壓力與國中生初次作弊行為的關聯性。 於模型四中，同時納入學業層面之參與、抱負、自我效能、學業負擔壓力及表現

壓力變項，以瞭解對國中生初次作弊行為的效應。最後，於模型五則再加入個人 背景等控制變項。此分析程序主要在於檢視自變項與依變項間是否存在假性相關

( spurious relation)

，進而提供一較為精確的相關模型。

肆、研究結果

一、各變項之描述性資料分析 此節依序說明國中生初次作弊行為、學業層面之參與、抱負、自我效能、學 業負擔壓力及表現壓力等變項之描述性統計結果。由表 l 可知，受訪者自進入國 中就讀後曾經發生過初次作弊行為的人數有 21.6% (n=82) 。在自變項方面，學 業層面之參與平均數為 3.38 、抱負平均數為 3.33 、自我效能平均數為 2.90 、負擔 壓力平均數為 2. 鈞、表現壓力平均數為 2.69 。在控變項方面，低自我控制平均數 為 2 .3 2 、父母戚情狀況平均數為 3.09 、家庭經濟狀況平均數為 2.97 。換言之，就 表 1 各變工員之描述統計 變項 最小值最大值平均數標準差百分比%據本數 初次作弊(國中一年級) 380 依變項 未作弊 78.4 298 曾作弊 _{21.6 82} 參與 1.00 4.00 3.38 .78 380 自變項抱負 1.00 4.00 3.33 .55 380 (學業自我效能 1.00 4.00 2.90 .54 380 層面) _{負擔壓力 1.00 4.00 2.55 .75 380} 表現壓力 1.00 4.00 2.69 .72 380 性別 380 男生 51.6 196 控制變 女生 48.4 184 項 _{低自控制(量表) 1.00 4.00 2.32 .66 380} 父母凰情狀況 1.00 4.00 3.09 .79 376 家庭經濟狀況 1.00 5.00 2.97 .73 379

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析 71 整體而言，學業層面的參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力均高於中間 程度。在控制變項方面，受訪研究樣本中之國中學生其低自我控制程度介於有點 不符合及有點符合之間;至於其父母風情則介於好與非常好之間;家庭經濟狀況 則是在普通與中等之間。 二、自變項與依變項之相關情形 本研究採用皮爾森 (Pearson) 積差相關係數，以雙尾檢定方法檢測各自變 項與初次作弊行為間的相關情形。根據表 2 可知，學業層面之參與、抱負及自我 效能與作弊行為呈現顯著的負相關 (r=-.17 ， p<.05; 戶-.13 ， p<.05; 戶-.27 ， p<.05) , 表示國中生參與寫功課、唸書、準備考試程度愈高、信守並願意投入學業活動， 以獲得學業上成功、在學業上的自我效能愈強，則愈不容易導致初次作弊行為的 發生;學業層面之負擔壓力及表現壓力與作弊行為則呈現顯著的正相關(戶 .25 ， p<.05; r=.20,p<.05) ， 亦即國中生在學業層面之負擔愈沉重，學業表現壓力愈 高，則其愈容易發生初次作弊行為。在控制變項方面，低自我控制與作弊行為 則呈現顯著的正相關(戶.23， p<.OOI )、父母戚情狀況與作弊行為則呈現顯著的 負相關(戶 -.12 ， p<.05) ， 也就是說，國中生自我控制能力愈低、父母風情不佳 表 2 學業層面因素與初;欠作弊行為之相關係數矩陣 變項類別 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1.初次作弊行為 l 2. 參與 -.17** 3 抱負 -.13* .38*** 1 4. 自我效能 -.27*** .43*** .53*** 1 5. 負擔壓力 .25*** -.18*** -.11* -.30*** 1 6. 表現壓力 .20*** -.22*** -.10 -.42*** .44*** 1 7. 性別 .05 “口 -.16** .01 -.04 -.13** .04 8. 低自我控制 23*** -.32*** -.14** -.36*** .44*** .37*** .11* 1 9. 父母~情狀況 -.12* .15 料 .12* .23* 料 -.16** -.18** .02 -.20*** 1 10. 家庭經濟 -.02 .20*** .06 .13* -.16** -.06 .11* -.05 .32*** 1 吉主 :φ 相關; rj;= 0.05 ; X 2=.93 ;n=380 。 可< .05 抖'p

<

.01 料可< .001 (雙尾檢定)

時，愈容易發生初次作弊行為。性別及家庭經濟狀況與初次作弊行為則未達統計 上顯著相關 (p>.05 ) 。由於相關分析只能顯示變項間在假設其他條件相同時的 相關程度，亦即只能描述兩兩變項間的個別差異效果，無法說明兩者間是否具有 交互影響的關係，更無法說明兩者間的因果方向性，故僅做為進行迴歸分析時的 初步依據。因此，本研究將在接續分析中，以巢式邏輯迴歸分析進一步檢驗學業 層面之參與、抱負、自我效能、學業負擔壓力及表現壓力等變項對國中生初次作 弊行為發生與否的影響，以提供一較為精確的實證檢驗依據。

三、學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓

力與國中生初;欠作弊行為關聯性

表3 呈現學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力與國中生 初次作弊行為之巢式邏輯迴歸模型分析結果，並分述如下: (一)學常層面之參與、抱負對國中生初次作弊行為的影響 首先，由表 3 之模型一檢視學業層面之參與、抱負與國中生初次作弊行為 之關聯性部分，整個模式達到統計上的顯著 (/=9 .4 3 ， p

<

.05 )。在檢視個別 解釋力後，由研究結果可知，參與變項(8=-.35,p

<

.05)對國中生初次作弊 行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準，抱負則未達統計上顯著水準

(p>.05)

; 表示學業層面之參與變項與有無作弊組別間有顯著關聯，亦即當學 業層面之參與增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化.71 倍 (Exp(8)=.71) .也就是說，當國中生學業層面之參與高於總平均值一個單 位時，其初次作弊行為的發生比約為平均水準的.71 倍。從效果係數值(類R2_指 標)可知 •

Cox-Snell

R2值為.肘 • Nagelkerke-RA2{直~ .10 ，擬似的R2解釋量分別 為7% 、 10% 。 (二)學常層面之自我認能對國中生初次作弊行為的影響 由表3 模型二可知，學業層面之自我效能與國中生初次作弊行為之關聯性， 整個模式達到統計上的顯著 (/=25.24，

P

<

.05) 。由研究結果可知，自我效能變 項(8=-1.24,

P

<

.05)對國中生初次作弊行為發生與否的影響力已達到統計上的 顯著水準;表示學業層面之自我效能變項與國中生初次作弊行為間有顯著關聯， 亦即當學業層面之自我效能增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生

神莒血泊，叫樹 4.Uρ 學業層面因素與國中生初;欠作弊行為之巢式邏輯迴歸模型 模型一 模型二 模型二 表 3 模型五 Exp(B) B 模型四 Exp(B) B Exp(B) B Exp(B) B Exp(B) B 1.01 .01 .93 -.07 71* -.35 品附神偉鞏固峙，悔神 mdhF 律詩 MFhw 神呵卻因沖牆圍舟恃討持 4才講中心伊凡尸盞扭轉薛叭立 .94 -.06 .98 -.02 .73 -.32 .43* -.85 .40** -.93 .29*** -1.24 1.84** 1.12 1.17 1.44 .88 -.13 1.04 .04 自變項(學業層面) 參與 抱負 自我效能 負擔壓力 表現壓力 控制變項 性別(男 =1 女 =0) 低自我控制 父母鹿情狀況 家庭經濟 常數 賽項 .61 .11 1.98** 1.21 .68 .19 2.05*** 1.59* .72 .46 .15 .36 -1.40 44.50*** -.74 40.88*** -4.50*** 28.75*** 2.19** 25.24*** .91 9.43** Model Chi-Square (模式 l) Cox-Snell R2 .03 .07 .07 .10 .11 .17 .16 .11 .10 .04 Nagelkerke-R/\2 (類 R2_指標) 、d w t主: VIF

<

2 ;n=375 。 *p

<

.05 **p

<

.01 ***p

<

.001

比變化 .29倍 (Exp

(B) =.29)

.也就是說，當國中生學業層面之自我效能高於 總平均值一個單位時，其初次作弊行為的發生比約為平均水準的.29倍。從效果 係數值(穎R2_{指標)可知， Cox-Snell R}2_{值為肘 • NageIkerke-W\2值為 .10 '擬似} 的 R2_{解釋量分別為7% 、 10% 。} (三)學常層面之緊張因素:負擔壓力弓之表現壓力對國中生初次作 弊行為的影響 由表3 模型三學業層面之負擔壓力及表現壓力與國中生初次作弊行為之關聯 性，整個模式達到統計上的顯著(l=28.75，

p<

.05) 。由研究結果可知，學業負 擔壓力及學業表現壓力變項(

B=.72

,

P

<

.05; B=

.4

6

,

p

<

.05

)對國中生初次作弊 行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準;表示學業層面之負擔壓力及 表現壓力變項與國中生初次作弊行為間有顯著關聯，亦即當學業層面之負擔壓 力及表現壓力各增加一個單位時，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化 2.05 倍 (Exp

(B) =2.05

)、1. 59倍 (Exp

(B)

=1.

59)

，也就是說，當國中生學業層 面之負擔壓力及表現壓力高於總平均值一個單位時，其初次作弊行為的發生比 約為平均水準的2.05 、1.59倍。從效果係數值(類R2_{指標)可知， Cox-Snell R}2_值 為.07 'NageIkerke-W\2值為 .11 '擬似的R2解釋量分別為7% 、 11% 。 (四)學常層面之參與、抱負、自我艾文龍、負擔壓力弓之表現壓力對 國中生初次作弊行為的影響 於模型四同納入學業層面之參與、抱負、自我效能、負擔壓力及表現壓力 等自變項，探討其與國中生初次作弊行為間的關聯性，從表3 可奈日，整體模式有 達到統計上的顯著 (l=40. 駒 ， p<.05 ) 。在檢視個別解釋力後則發現，學業層面 之自我效能(

B=-.93

,

P

<

.05

)、及負擔壓力 (B=.68 ， p<.05) 對國中生初次作弊 行為發生與否的影響力已達到統計上的顯著水準。但學業層面之參與、抱負及表 現壓力則未達統計上顯著效應 (p>.05) ;表示當學業層面之自我效能及負擔壓 力各增加一個單位，將會使國中生初次作弊行為的發生比變化.4 0倍 (Exp (B)

=.40

)、1.98 倍 (Exp (B) =1.98) 。由模型四的效果係數值(類R2指標)可 知 ， Cox-SnellR2值為.10 ' NageIkerke-W\2值為 .16 .擬似的R2解釋量分別為 10% 、 16% 。 於模型五再納入控制變項(性別、低自我控制、父母鼠情及家庭經濟)

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析 75 由表 3 分析結果可知，整個模式達到統計上的顯著 (l=44.50 ，

p

<

.05

)。在檢 視個別解釋力後則發現，學業層面之自我效能( B=-. 肘 ， p<.05 )及負擔壓力

(B=.61

,

p<

.05) 對國中生初次作弊行為發生與否的影響力仍達到統計上的顯著 水準，學業層面之參與、抱負及表現壓力則仍未達統計上顯著效應(p>.05)

;

表示當學業層面之自我效能及負擔壓力各增加一個單位時，將會使國中生初次 作弊行為的發生比變化.43倍 (Exp

(B)

=.43) 、1.84倍 (Exp

(B)

=1.84) 。在 控制變項方面，性別、低自我控制、父母戚情及家庭經濟對國中生初次作弊行 為發生與否的影響力，均未達到統計上的顯著水準(p>.05 )。整體而言，模型 五的效果係數值(類R2_{指標)之Cox-Snell R}2_值為.11

_'

_{Nagelkerke-Rl\2值為.17}

_'

擬似的 R2_{解釋量分別為11% 、 17% 。最後，前述的巢氏邏輯迴歸模型，經多元} 線性重合診斷(

multicollinearity

diagnostics) 之後，所有自變項的變異數膨脹因 子 (variance

inflation factor

,VIF) 均小於2 、容忍、度( Tolerance) 高於 .20 .且條 件指數(

conditionindex

, CI) 與條件值(

condition number

, CN) 均小於 30 (謝雨

生、鄭宜仲.

1993)

.故無共線現象之虞。

伍、結論與建議

本研究係以學業層面參與及抱負、學業負擔壓力及表現壓力、自我效能因素 之架構，解釋其與國中生初次作弊行為形成之關係與影響，以下就研究結果提出 結論及建議。 一、結論 從分析結果可知，學業層面之參與、抱負與國中生初次作弊行為的關聯性， 係以參與要素對國中生初次作弊行為具有影響效應(如表3 .模型一) .從相關 分析結果發現(如表2) ，在不考慮其他條件或因素的同時效應時，學業層面之 參與、抱負與初次作弊行為均達到統計上的顯著水準'亦即投入較多的時間於學 業活動，投資心力、人力於傳統教育目標的追求愈高，國中生從事初次作弊行為 的次數愈少，而且參與和抱負之間亦呈現正向效應，此與Hirschi

( 1969

)之社會 控制理論有關青少年參與傳統活動、對未來教育和事業抱負愈高，愈不容易從事

偏差行為，且社會鍵各要素彼此間呈現正相關的論述一致。但在同時納入學業層 面之參與、抱負變項後，學業層面之抱負與初次作弊行為則不具相關性，顯示 學業層面之抱負對於園中生初次作弊行為發生的效應，已被學業層面之參與要素 所吸納，所以，在納入學業層面之參與變項後，學業層面之抱負的效應隨之消 5耳。此一結果與過往認為可將對參與因素由社會控制理論的關鍵要素中剔除，或 認為參與因素除非是與抱負有關，否則根本是不重要的看法不一 (Conger，

1976;

Hinde1ang

,

1973)

，而此發現則可能隱喻學業層面之抱負對國中生初次作弊行為 的影響。事實上，建構在學業層面之參與上，亦即國中生投資於傳統學術活動的 企圖心和抱負心的影響力，反映在參與學業活動歷程之效應。換言之，國中生花 費大量時間做學校的功課、閱讀課本等學業活動，即可能合括了其對未來教育抱 負的水準愈高，也就是與學校的連結程度愈高，而不願意失去其學業成就所投資 的風險，所以，從事初次作弊行為的次數相對減少。 再者，本研究發現，學業自我效能愈高的學生愈不輕易從事初次作弊行為 (如表 3 '模型二)。亦即，對自我在學業上的表現充滿自信，對父母、師長 的學業期望能夠全力以赴，主動積極念書、做功課，在面對學業上的困難及挑 戰時，能以學習、正向的態度面對，其以初次作弊行為來因應學業挫折的可 能性因此減少，此結果與以往有關自我效能與作弊行為的實證研究發現一致

(Anderman

&

Murdock

,

2007; Finn

&

Frone

,

2004; Murdock et a

I.,

2001; Nora

&

Zhang

, 2010) 。在緊張因素之學業表現及學業負擔壓力與國中生初次作弊行為 的關係方面，研究結果發現，學業表現及負擔壓力對國中生初次作弊行為具有影 響效應(如表 3 '模型三) ，亦即來自於學業表現及學業負擔的壓力愈高，國中 生從事初次作弊行為的次數愈高。研究結果意謂著當孩于無法承受學業的壓力， 或無法達到原先預期的學業成就表現時，反而會使青少年產生挫折戚與失敗戚等 負向情緒，導致青少年處於緊張的狀態，增加失望、沮喪、害怕、憤怒等負面情 緒，若又未能尋求適當方法調適、降低心理負荷，有些人便會因此逐漸偏離合法 的學校規範﹒進而以學校規範不能接受的手段來解決，例如:採取初次作弊行 為。此發現允符Agnew學業上的壓力所造成的負面情緒，若未能尋求妥適的方法 加以舒緩，青少年易以違反社會規範的策略來反應的論述 (Agnew，

1985

,

1992

,

2006;Tygart

,

1988)

學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析 張楓明、譚子文 EEEEfupfk#tpre 77 就整體分析結果而言，當我們同時考量學業層面參與及抱負、學業負擔壓力 及學業表現壓力、學業自我效能與國中生初次作弊行為關係時，研究結果呈現 學業自我效能及學業負擔壓力在解釋國中生初次作弊行為的發生，獲得實證性的 支持(如表 3 '模型四、模型五) ，亦即國中生如其有較低的學業自我效能，學 業負擔壓力愈高時，其產生初次作弊行為的可能性愈多。對國中階段的青少年來 說，學業目標的設定、活動、努力與持續性，在在影響著其學業成就的好壤，但 也因此承擔著必須將書讀好、功課做好、努力表現的壓力，當這些學業負擔壓力 大到逾越孩子所能承受的極限，再加上本身的低學業自我效能，孩子會容易出現 藉由初次作弊行為來減輕學業負擔所產生的壓力;反之，較高的學業自我效能則 能減少初次作弊行為的產生，此亦為頗值得重視的一點。必須注意的是，由研究 結果亦得知，學業層面參與及抱負因素，以及學業表現壓力與國中生初次作弊行 為之間沒有關聯性，這可能是學業層面參與及抱負因素，以及學業表現壓力可能 部分來自於父母、師長的期許與要求，由於學校教育的競爭機制，父母、師長習 於以學生的學習表現及成績、花費多少時間於功課、參與學業活動，以及未來教 育抱負的願景等面向來評價學生，對於尋求良好的學業表現，在認知上即深烙在 學生心裡，而習於如此的教育環境，也型塑出學生學業上的自我效能以因應學習 歷程裡的變異，不畏懼學業表現，但對於過多的學業負荷，則會竄到無法喘息， 難以承受;換言之，學業層面的參與及抱負，以及學業表現壓力業已隱含在學生 的學業自我效能及學業負擔壓力層面內，使得學業層面參與及抱負因素，以及學 業表現壓力對國中生初次作弊行為的效應因此而消失。 綜合研究結果，我們也發現，青少年參與作弊行為的成因，主要是來自於學 業負擔壓力，以及個人學業自我效能程度的強弱，這些發現都符合我們原先的預 期，但社會控制理論觀點之主張，全然未獲本研究支持，此則與過往研究相當迴 異。我們或可推論國內青少年顯示的作弊行為，是在低學業自我效能下，受到高 度學業負擔壓力，且無法或難以再投入更多心力與時間於學業等符合考試規範的 各種努力來克服時所發生，亦即學業自我效能雖左右著作弊行為的發生，但緊張 理論觀點所指之學業負擔壓力也會導致初次作弊行為的發生。與國外研究結果不 同的是，國外青少年的作弊行為甚少是來自於學業層面的考量，反而是比較容易 受到師長、同儕及家庭的影響。如此的探討可以讓我們推論，臺灣與國外地區目

前因社會經濟條件與教育環境，在孩子學業成就及教育期望上的差異確有不同， 臺灣國中生可能的確面對著難以因應的學業負擔壓力，而且這個壓力並不受學生 個人學業抱負高低或參與程度的提升而能卸下。惟隨著經濟的發展與教育的擴 充，很可能逐漸趨同，而對於作弊行為成因的差異，亦將逐漸減低，但此仍有待 更進一步的驗證。最後值得一提的是，本研究有別於過往對偏差行為所進行之研 究，尤其是有關作弊行為之研究 (Gino

et

祉，

2011; Mead et

祉，

2009; Muraven et

a

l.,

2006; Nagin

& Pogars旬， 2003 )。本研究中之低自我控制並未與國中生初次作 弊行為其關聯性，此可能是因為本研究對初次作弊行為的探究，已先納入足資影 響低自我控制效應的可能影響因素所致，卻也似乎意味著作弊行為可能是風險衡 量後的產物，而非一時衝動或全然不理性的行為。

二、建議

(一)累積學習成功經驗是鼓勵身於接受學當挑戰的行為 從研究結果可以知道，國中學生的學業自我效能與學業負擔壓力，對國中生 初次作弊行為其有影響，因此，建議教師給予學生難易適中的學業要求與評量， 累積其學習成功經驗及鼓勵學生勇於接受學業挑戰的行為，如此應可有效降低學 生的課業壓力，並提高學業自我效能的發展，藉以因應學習過程中的挫折、困 難。 (二)尊重孩子對學當未來方鼎的自我選擇，給于建議南非代替他 們決定 重新檢視深植於教師和家長對學業表現的價值觀念，對學生的學習以及對學 生創意與自我認知、認同所可能產生的影響。家長、教師、學生三者間要建立順 暢及開放性的溝通管道，瞭解孩子在學校的一切，莫把父母、師長本身對教育學 習的期許與要求，認為是孩子求學階段的所有，尊重孩子對學業未來方向的自我 選擇，給予建議而非代替他們決定，使其在具有自我選擇的空間下，發展良好的 學業自我效能。 (三)在杖園裡建立一種正確的是非觀途，~良好的根圍說T言文化 作弊行為是教學評量意義與價值遭致扭曲的產物，也是學校裡一種學業不誠 實的行為，因此，為了讓學生認知到此行為是不對的，也是不名譽的，所以，在

張楓明、譚子文 學業控制因素、學業自我效能及學業緊張因素與國中生初次 作弊行為之關聯性分析 79 校園裡應建立一種正確的是非觀念，如此，應可有效減少一些學生作弊的行為， 並以類似國外的榮譽制度建立良好的校園誠信文化，並應針對學生的學習能力設 計出不同程度考試測量，建立學生對於學業評量的自信，知覺到我是可以的、有 努力就有好成績的學習態度。 (四)研究建議 本研究對象僅以嘉義市團中的學生為樣本，可能無法推論其他國中學生是否 也是如此，建議未來的研究可以擴大範圍，針對臺灣其他學校的國中生進行研 究，比較其差異情形，甚或進行跨文化之比較與探討，以進一步獲知及反映臺灣 學生的作弊情況。再者，誠如 Hirschi 所言，社會控制理論的四種要素彼此間互有 關聯性 (Akers & Sellers,2009; Hirschi, 1969) 。故或者可以再加入依附及信念要 素，瞭解國中生與社會連結程度對作弊行為的影響。當然，諸如智力、監考嚴密 程度及學生對作弊行為的嚴重性與必要性之評估等因素，亦可納入共同分析與探 討，如此或能對作弊行為有更進一步的理解與掌握。此外，本研究主要針對進入 國中階段才開始作弊與尚未開始作弊行為之國中學生，但於國小即開始作弊的成 因，抑或發生在高中、大學，甚或後續人生階段之作弊，亦即早發型與晚發型的 作弊行為，其成因可能有所差異，惟尚無法由本研究予以辨明區隔，俟可置入未 來研究議題中。最後，本研究為橫斷面的調查研究，無法釐清各種學業層面參與 及抱負、學業負擔及表現壓力，以及學業自我效能是否隨著時間有互相影響或產 生變化的情形，對於內生性問題產生的困擾，也較難以使用縱貫數據來減低估計 偏誤，提供更完整的研究結果與訊息，故就結果而言，仍有力有未逮之處，尤其 在學業控制因素及學業表現壓力方面容或有進一步探究的必要，此亦為本研究限 制。因此，建議在未來研究上，可採固定樣本做長期性的追蹤，以釐清初次作弊 行為之成因及發生情形。 致謝:本研究感謝行政院國家科學委員會補助(計畫編號: NSC98-2410-H-271-003 ) 001: 10.3966/102887082012125804002

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