學習情境中的個人成就目標與作弊接受度之關係：以學業自我效能為調節變項

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彭淑玲、黃博聖、陳學志學習動機與作弊之關係 87 教育科學研究期刊第六十四卷第四期 2019 年，64（4），87-113 doi:10.6209/JORIES.201912_64(4).0004

學習情境中的個人成就目標與作弊接受度

之關係：以學業自我效能為調節變項

彭淑玲

黃博聖

陳學志

* 國立成功大學師資培育中心數位學習與教育研究所國立臺灣科技大學教育心理與輔導學系國立臺灣師範大學學習科學跨國頂尖研究中心華語文與科技研究中心科技部人工智慧生技醫療創新研究中心

摘要

本研究從動機觀點切入，採用個人成就目標與學業自我效能理論瞭解動機變項及兩種作弊接受度（學業作弊、被動作弊）之關係。據此，本研究目的為：一、瞭解國中生對兩種作弊行為的接受程度現況；二、探討個人成就目標與兩種作弊接受度之關係；三、考驗學業自我效能在上述關係中的調節效果。為達成上述目的，本研究抽取 938 位七至九年級國中生進行施測，並以數學科為領域，蒐集資料以結構方程模式進行分析。研究結果發現：一、男生對兩種作弊行為的接受度均略高於女生；八、九年級學生對兩種作弊行為的接受度略大於七年級學生；二、個人成就目標能預測兩種作弊接受度，其中趨向精熟目標能降低學生對兩種作弊行為的接受度，逃避表現目標則與上述結果相反，而趨向表現目標僅能正向預測被動作弊接受度；三、學業自我效能會調節個人成就目標與作弊接受度之關係：當學習者知覺有高學業自我效能時，逃避表現目標無法預測兩種作弊接受度；當學習者知覺為低學業自我效能時，會提升逃避表現目標對兩種作弊接受度的正向預測力。本研究依據研究結果提出建議，以作為國中教學輔導與未來研究之參考。關鍵詞：作弊接受度、個人成就目標、學業自我效能通訊作者：彭淑玲，E-mail: [email protected] 收稿日期：2018/06/10；修正日期：2018/11/05；接受日期：2018/11/22。

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88 學習動機與作弊之關係彭淑玲、黃博聖、陳學志

壹、前言

在學習情境中，作弊是極為普遍的現象。不少研究針對小學（Cizek, 1999）、中學（Bong, 2008; Schab, 1991）及大學（Lim & See, 2001; Whitley, 1998; Yang, 2012）進行調查，發現幾乎每一學習階段（Anderman & Murdock, 2007）、每個國家的學生都曾參與作弊（Whitley, 1998; Yang, Huang, & Chen, 2013）。McCabe、Trevino 與 Butterfield（2001）指出過去 30 年，作弊行為是盛行的，且發生頻率呈現劇烈增加；Finn 與 Frone（2004）也發現作弊行為隨著學生就學時間而增加。簡言之，學生作弊是普遍且日漸嚴重的。再者，學生作弊會導致不公平的成績結果（Murdock, Hale, & Weber, 2001）、干擾教師使用評量的有效性、教師無法根據學生真實表現調整教學（Anderman & Murdock, 2007; Tas & Tekkaya, 2010）、阻礙學生學習並對個體日後表現有負向影響（劉家樺，2007；Sierra & Hyman, 2006）。Crown 與 Spiller（1998）更發現在校園中作弊的學生，未來較容易在工作場域出現欺騙行為。由此可知，作弊對教學與學習帶來重要的負向影響，此提醒教師與教育研究者應重視此議題，並提早介入以預防學生涉入此類行為。然而，為什麼有些學生能接受作弊？有些學生卻不能？本研究聚焦 Bloodgood、Turnley 與 Mudrack（2010）提出的兩種作弊行為：學業作弊（academic cheating，個體主動採取各種違反規則方法以獲得利益）與被動作弊（passive cheating，個體因他人疏失選擇沉默以獲取利益），以瞭解當今臺灣國中生對此兩類作弊行為的接受程度情況。再者，Murdock 與 Anderman （2006）主張作弊即是一種動機性行為（motivated behavior），但何種動機因素與學生的作弊接受度有關？為回答此問題，本研究採用成就動機（achievement motivation）中的成就目標理論與學業自我效能探討作弊。簡言之，本研究目的為考驗學生持有的個人成就目標對作弊接受度之關係，並將學業自我效能視假設為一調節變項，瞭解學生對自我在該學科領域的能力評估是否會調節個人成就目標與作弊接受度之關係。最後，由於青少年時期作弊是真實且普遍存在的（Anderman, Griesinger, & Westerfield, 1998; Murdock et al., 2001），故本研究以國中生為研究對象，考驗本研究提出的各研究假設，期以個人動機因素瞭解作弊為何發生，並進一步提供預防策略。

貳、文獻探討

一、學習情境的作弊

（一）學習情境中作弊的內涵與分類

何謂作弊？從字典定義來看，作弊意指採用不誠實或不公平的行動以獲得某些利益

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彭淑玲、黃博聖、陳學志學習動機與作弊之關係 89

（Garavalia, Olson, Russell, & Christensen, 2007, p. 34）。許多學者曾對作弊下定義：作弊為學生在學習上違反規則（Tas & Tekkaya, 2010）、透過欺騙方式獲得有價值的事物（Merriam-Webster, 1993）、在完成學校指派的任務或考試時違反預先設定的規則或標準情境（Cizek, 1999）或企圖將他人的學業成果作為自己的，如在考試中作弊、複製其他同學的作業等（Jensen, Arnett, Feldman, & Cauffman, 2002）。

上述定義大多描述學生為了獲得分數／利益，在考試或學習任務／作業情境中主動採取各種違規的問題行為，此屬於 Bloodgood 等（2010）提出的學業作弊概念。然而，Bloodgood 等人另提出「被動作弊」一詞，說明個體藉由從他人錯誤中獲取利益。換言之，被動作弊發生於個體清楚知道在他人事件處理疏失中獲得較多的利益時，他們決定保持沉默、什麼都不說。此種行為屬於投機取巧行為，但並非個體主動為之，獲利主因是來自於他人的錯誤所致。例如，當我拿到考試／作業後發現老師多給分數，我什麼也不會說。Bloodgood 等人認為此兩種非道德行為在人們每天生活經驗中都容易被觀察到，可作為學習情境中的作弊概念。本研究比較兩種作弊行為後發現，兩種作弊行為均涉及考試與作業情境，但參與動機與涉入程度不同。例如，學業作弊是個體為了獲得利益「主動地」採取作弊，個體有權決定自己是否參與作弊，作弊的意圖明顯、涉入的嚴重性較大，為大多數學生所採取的行為；被動作弊則說明個體獲利並非主動參與，而是「被動地」接受因他人錯誤造成的隱瞞性作弊，此行為仍為欺騙或不誠實的，但作弊意圖是被動的，涉入與否端視他人是否犯錯，涉入的嚴重程度與頻率也相對較小。

有關作弊的測量，過去研究多測量個體自陳的作弊行為（Anderman et al., 1998; Anderman & Midgley, 2004; Finn & Frone, 2004），但以第一人稱的口吻敘述作弊行為，並要求個體評定自己參與該行為之程度的測量方式，可能會引起個體有更高的警覺與防備，進而較少報導參與作弊行為的程度。另一方面，Murdock、Miller 與 Goetzinger（2007）提出高作弊率會伴隨著個體對作弊合理化程度的提升，因為學生會使用各種方式（如否認這是偏差行為、說明此行為不會傷害他人等）將作弊合理化；Alt 與 Geiger（2012）也指出，參與學業作弊者通常會合理化自己行為是可被接受的。由此可知，透過測量個體對作弊行為的接受程度能反映出其參與作弊行為的可能，故有些研究（Bloodgood et al., 2010; Corrion et al., 2010; Murdock et al., 2007）在探討作弊議題時，以測量學生對作弊行為的接受度為主。據此，本研究以 Bloodgood 等（2010）提出的兩類作弊行為為主，測量學生對兩類作弊行為的態度，以瞭解當前國中生對不同作弊行為的接受度。

（二）臺灣國中生作弊情況

現今臺灣學生作弊情況如何？近來，國內學者開始探討此議題，但比例上仍多聚焦於大學（吳志明、余國瑋、李賜郎，2007；謝尚旻、葉紹國，2006；Yang, 2012; Yang et al., 2013），部分研究則以國中（姚招帆，2006；張楓明、譚子文，2012；黃耀興，2011；劉家樺，2007）或國小（藍明智，1996）學生為主。由此可知，目前研究針對國中、小階段的作弊研究相對

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較少。由於過去研究主張在青少年時期作弊是常見的（Anderman et al., 1998），且國中較國小階段有更多作弊行為的發生（Anderman & Midgley, 2004），故本研究以國中生為研究對象。

目前國中生作弊的研究仍有限，2003 年《天下雜誌》第 287 期針對 1,845 位國中生進行「品格教育大調查」，調查中僅少數內容描述國中生作弊情況，即 70%以上的國中生曾作弊，只有不到 50%的學生認為作弊是「絕對不可犯的錯」，並發現年紀愈大，愈同意「作弊無所謂對錯，端看個人的決定」（何琦瑜，2003）；姚招帆（2006）、張楓明與譚子文（2012）、黃耀興（2011）、劉家樺（2007）等人的研究亦以國中生為研究對象，但大多僅著重探討初次作弊或考試情境的作弊，並將作弊視為是單一向度概念，如此即無法瞭解學生在考試和學習任務上從事不同類型的作弊情況。此外，上述研究均為實施九年一貫課程時的調查，臺灣已於 2014 年實施十二年國民基本教育（以下簡稱十二年國教），其中最大的變革為取消基本學力測驗，改採免試入學與特色招生為主的升學管道。當考試不再是評估學生學習表現的主要依據時，接受十二年國教的國中生對不同類型作弊持有的態度為何，值得本研究探討。

（三）性別與年級在作弊上的差異

過去研究顯示，性別在作弊的效果是混合的。多數研究認為，男生採取作弊的機率高於女生（姚招帆，2006；Corrion et al., 2010; Finn & Frone, 2004; Jensen et al., 2002; Niiya, Ballantyne, North, & Crocker, 2008; Whitley, 1998）；少數研究發現，女生較男生有更多作弊（藍明智， 1996）；有些研究則指出性別與作弊無關（張楓明、譚子文，2012；Barzegar & Khezri, 2012）。綜言之，上述研究對作弊的定義與測量並不相同，故產生不同結果。然而，Calabrese 與 Cochran （1990）發現性別在作弊動機上有所差異，且男生在追求成功上較女生更容易作弊。Whitley、 Nelson與 Jones（1999）於後設分析結果指出，性別在作弊上有小效果量，男生的作弊行為稍微高些。換言之，多數研究仍顯示男生較女生容易作弊。據此，本研究欲瞭解在十二年國教下男、女生對兩種作弊行為的態度是否不同，並進一步假設男生對作弊有較高的接受度。有關年級在作弊上差異的探討，Anderman 與 Midgley（2004）指出作弊行為在國、高中階段發生頻率高於國小，是因為中等教育較小學教育更強調分數、學生的能力與表現。Finn 與 Frone（2004）的研究發現，隨著中學生就學時間愈久，作弊行為愈增加；而作弊的最高峰時期發生於中學階段，到大學時則可能下降。Anderman 與 Murdock（2007）統整先前研究後發現，年級與作弊呈曲線關係：大學以前，個體隨著年齡增加作弊愈多，大學之後，隨著年齡作弊反而降低。黃耀興（2011）指出，作弊比例隨著年級增加，國中三年級顯著高於一、二年級。據此，本研究欲探討在十二年國教下，年級高低是否在作弊接受度有所差異，並假設在國中階段，年級愈高者，對作弊的接受度愈高。

二、學業作弊的動機因素：個人成就目標與學業自我效能

學生為何作弊？Schab（1991）認為「害怕失敗」和「父母對成績的堅持」是學生採取作

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弊的前兩項原因。Van Yperen、Hamstra 與 van der Klauw（2011）列出作弊的原因包括：察覺為符合高標準表現或截止日期的外在壓力、渴望勝過他人、害怕失敗或缺乏個人誠實、獲得社會接受、跟上同儕等。Murdock 等（2001）認為作弊如同努力一樣，是增加個體學業成功的一種手段，故其與成就動機有所關聯。據此，Murdock 與 Anderman（2006）從成就動機觀點切入，提出三個問題：（一）我的目標是什麼？（學生目標）；（二）我可以做到嗎？（學生對於完成這些目標的期望）；（三）付出的代價為何？（學生對達成這些目標的代價評估），說明個人與情境因素如何影響學生的作弊決策。本研究以 Murdock 與 Anderman 提出的前兩個問題為主，瞭解個人層次的動機因素對作弊的解釋。

（一）個人成就目標與作弊的關係

針對 Murdock 與 Anderman（2006）的問題一：「我的目標是什麼？」，即為近 30 年來用以解釋個體成就行為與動機的理論架構—個人成就目標，主要說明學生參與某項學習任務的理由（程炳林，2003）。Murdock 與 Anderman 主張當學生從事學習任務時持有的目標，如精熟與理解學習材料，獲得高分與證明自己能力、避免看起來很笨等，可能會促成學生決定最後是否要參與作弊。Anderman（2007）進一步提出，當個體持有精熟目標時，其學習目的為真正地精熟學習內容、培養能力，因此，作弊此種抄捷徑手段並無法達成其追求的目標；反之，當個體持表現目標時，其學習主要強調證明自己能力是優於他人的、或避免看起來是愚笨或無能的，如此作弊被視是幫助個體達成目標的有效方法。過去研究已支持個人成就目標與作弊之關係，如 Anderman 等（1998）採用二向度成就目標（精熟 vs.表現）探討學生的作弊；Bong（2008）、Niiya 等（2008）、Tas 與 Tekkaya（2010）採用三向度成就目標（精熟、趨向表現、逃避表現）解釋目標與作弊之關係。有些學者亦採用外在目標（extrinsic goal）作為另一種表現目標類別（Anderman et al., 1998），以瞭解作弊。 Anderman與 Koenka（2017）比較表現與外在目標兩者，認為前者關注的是個體與他人能力的比較，而後者則在乎個體是否能獲得分數或獎賞。整體而言，研究結果大多支持精熟目標的追求能降低作弊機率，而表現目標的持有則會提升作弊的機會。由此可知，採用能力如何定義（精熟 vs.表現）向度可用來說明學生為何參與作弊之因。在四向度個成就目標部分，姚招帆（2006）以國中生為對象，發現趨向精熟（approach- mastery）目標能負向預測作弊行為與認知，逃避精熟（avoidance-mastery）目標僅能負向預測作弊行為。Bong（2008）探討高中生作弊，結果顯示僅有逃避表現（avoidance-performance）目標能預測作弊，趨向表現（approach-performance）目標則無預測效果。Niiya 等（2008）發現大學生的逃避表現目標能正向預測作弊，精熟目標與趨向表現目標則負向預測作弊。Corrion 等（2010）以中學生為對象，顯示趨向精熟與逃避精熟能負向預測作弊接受度，而趨向表現與逃避表現則正向預測作弊接受度。Van Yperen 等（2011）以大學生為對象，發現不論趨向或逃避向度，表現目標較精熟目標更容易引發作弊行為。Yang 等（2013）亦以大學生為對象，

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發現僅有趨向精熟與作弊有負相關，其餘三種目標與作弊無顯著關係。Pavlin-Bernardic’_、

Rovan與 Pavlovic’_{（2017）發現高中生的趨向精熟與趨向表現目標能負向預測主動作弊，而工}

作逃避目標（work avoidance goal）則正向預測主動作弊。由此可知，將趨避焦點加入精熟─ 表現目標後，所得結果較為不一致。綜言之，本研究依據成就目標（程炳林，2003）與成就動機理論（Elliot, 1999）之概念，並回顧過去實徵研究結果後發現，大多支持：當精熟目標結合趨向動機時，雙重正向效果能降低作弊機會；當表現目標加入逃避動機時，雙重負向效果則促進作弊可能。至於兼具一正一負效果的逃避精熟、趨向表現目標兩者與作弊之關係仍較模糊。據此，本研究考驗四種個人成就目標與兩種作弊接受度之關係，並假設趨向精熟目標能降低個體對兩種作弊接受度，逃避表現目標則與上述結果相反，至於逃避精熟與趨向表現目標對兩種作弊接受度之效果為何，則有待本研究進一步考驗。

（二）學業自我效能在個人成就目標與作弊關係上的調節角色

針對 Murdock 與 Anderman（2006）的問題二：「我可以做到嗎？」，其中代表理論之一為學業自我效能，意指個體對自己學習、發展技能或精熟材料之能力信念（Bandura, 1997）。研究指出，學業自我效能信念會影響個體如何感覺、思考、引發動機或行為（譚華德、郝永崴、黃明月，2019），其中的行為即包含作弊。Miller、Murdock、Anderman 與 Poindexter（2007）指出，高學業自我效能者對自我達成目標有較多信心，且面對困難或有更多堅持；對自我較少信心者，較少精熟學習任務，且較可能作弊；Murdock 等（2001）主張個體對自我能力的懷疑可能會導致其採用其他獲得成功的策略，特別是作弊。目前研究已支持學業自我效能與作弊之負向關係，並同意高學業自我效能者及較低學業自我效能者較少參與作弊（Barzegar & Khezri, 2012; Cizek, 1999; Murdock et al., 2001; Tas & Tekkaya, 2010）。

然而，學業自我效能不僅可作為預測作弊程度的自變項，亦可扮演一調節變項角色以對作弊產生影響。Finn 與 Frone（2004）探討青少年學業表現與作弊之關係，並主張高學業自我效能為一保護因子，會與學業表現產生交互作用進而降低作弊。研究結果發現，高表現但低自我效能的學生較可能作弊，且只有高自我效能者的表現與作弊之關係為負向，但低自我效能者的表現與作弊兩者之間無顯著關係。再者，過去研究（彭淑玲，2019；Braten, Samuelstuen, & Strømsø, 2004; Elliott & Dweck, 1988）指出，自我效能會調節學生的個人成就目標與行為之關係，支持自我效能為一調節變項的假設。然而，這些研究卻多以自我調整策略或適應性行為為依變項，而自我效能是否扮演個人成就目標與作弊之間的調節角色，仍不可知。以逃避表現目標為例，本研究推測當低自我效能者持逃避表現目標時，可能較高自我效能持逃避表現目標者更容易採取作弊，推測可能是因低自我效能者不相信自己有能力可以表現好，但又想避免被視為是愚笨無能的，故會促使其採取作弊策略以避免失敗。據此，依據 Finn 與 Frone 的研究結果，本研究主張高學業自我效能為一保護因子，能與個人成就目標產生交互作用以

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減少作弊機會；反之，低學業自我效能者為一破壞因子，會與個人成就目標產生交互作用以提升作弊可能。

最後，依據成就目標理論研究之領域特定原則（Ames & Archer, 1988），且 Schab（1991）主張數學科為青少年常採取作弊的學科之一，本研究將所有研究變項特定於數學科目，以探討個人成就目標與學業自我效能對兩種作弊接受度之共同效果，並瞭解上述兩因素如何交互作用以對作弊接受度產生影響。

三、本研究目的、問題與假設

本研究目的有三：（一）瞭解國中生對兩種作弊接受度現況，並考驗性別與年級在兩種作弊接受度上的差異情況；（二）探討個人成就目標與兩種作弊接受度之關係；（三）考驗學業自我效能在個人成就目標與作弊接受度之關係的調節效果。據此，本研究的問題為：（一）不同性別與年級的國中生在兩種作弊接受度的得分上是否有所差異？（二）國中生持有的成就目標是否能預測其對不同作弊的接受度？（三）個人成就目標對作弊接受度之效果是否會受到學業自我效能所調節？本研究的假設如下：（一）假設一：性別與年級在國中生兩種作弊接受度上有所差異。其中，男生在兩種作弊接受度的得分高於女生；高年級者在作弊接受度得分高於低年級者。（二）假設二：個人成就目標能預測學生作弊接受度。其中，趨向精熟目標能減少兩種作弊接受程度，逃避表現目標可提升兩種作弊接受度。（三）假設三：個人成就目標與作弊接受度之關係會受到學業自我效能調節。當學生的學業自我效能較高時，能強化趨向精熟目標與作弊接受度之負向效果；當學生的學業自我效能較低時，則弱化趨向精熟目標與作弊接受度之負向效果。再者，當學生的學業自我效能較低時，能強化逃避表現目標與作弊接受度之正向效果；當學生的學業自我效能較高時，則弱化逃避表現目標與作弊接受度之正向效果。

參、研究方法

一、研究對象

本研究以國中生七至九年級為研究對象，並依據教育部統計處 101 學年度各縣市國中生概況統計資料（北：中：南＝5：3：4）抽取樣本，每一階段均採用叢集抽樣法蒐集資料。兩階段的資料蒐集說明如下：首先，本研究抽取第一批樣本計七個班級進行預試，以考驗兩種作弊接受度量表之信度與效度。在刪除部分作答不完整及社會期許量表得分≧25 分者後，獲得有效樣本共 157 人。其中，北部 49 人、中部 53 人、南部 55 人；男生 78 人，女生 79 人。七、八、九年級各為 27、 50、80 人，第一批樣本之平均年齡為 15.9 歲（SD＝0.97）。其次，抽取第二批樣本計 38 個班

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94 學習動機與作弊之關係彭淑玲、黃博聖、陳學志級進行正式施測，以考驗本研究提出的研究假設。在刪除部分作答不完整及社會期許量表得分≧25 分者後，獲得有效樣本共 938 人。其中，北部 343 人、中部 247 人、南部 348 人；男生 479 人，女生 436 人，性別缺失值為 23 人；七、八、九年級各為 476、293、169 人。第二批樣本之平均年齡為 15.2 歲（SD＝0.83）。

二、理論模式

本研究建構的理論模式（如圖 1 所示）包含六個潛在變項：趨向精熟目標（ξ1）、逃避精熟目標（ξ2）、趨向表現目標（ξ3）、逃避表現目標（ξ4）、學業作弊接受度（η1）與被動作弊接受度（η2）。其中，前四者為潛在自變項，後兩者為潛在依變項。本研究假設四個潛在自變項均能預測兩種作弊接受度。此外，亦假設四個潛在自變項彼此之間有關，且兩個潛在依變項彼此之間有關。圖1. 四向度個人成就目標與兩種作弊接受度之理論模式（省略潛在自變項之相關）。X1：趨向精熟目標一；X2：趨向精熟目標二；X3：逃避精熟目標一；X4：逃避精熟目標二；X5：趨向表現目標一；X6：趨向表現目標二；X7：逃避表現目標一；X8：逃避表現目標二；Y1：學業作弊接受度一；Y2：學業作弊接受度二；Y3：被動作弊接受度一；Y4：被動作弊接受度二。 δ1 δ2 X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 δ3 δ4 δ5 δ6 δ7 δ8 1 λ21 1 λ42 1 λ63 1 λ84 Y1 ε1 Y2 ε2 η2 被動作弊接受度 Y3 ε3 Y4 ε4 ζ1 ζ2 φ21 1 λ21 1 λ42 γ11 γ21 γ12 γ22 γ13 γ23 γ14 γ24 η1 學業作弊接受度 ξ2 逃避精熟目標 ξ3 趨向表現目標 ξ4 逃避表現目標 ξ1 趨向精熟目標

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本研究蒐集資料未符合多變量常態化分配之假設，χ2（2, N＝938）＝1903.12，p ＜ .01；再者，考量小包法（parcelling technique）之使用可減少模式參數的估計數量（即符合模式精簡目的），而有較穩定的參數估計值（Bandalos, 2002）。故本研究採用 Jöreskog 與 Sörbom（2001）發展的 PRELIS 2.51 版進行常態化分配校正，χ2（2, N＝938）＝1030.56，p ＜ .01，並採用 Bandalos建議的小包法，分別將上述六個分量表題目打包成兩個觀察指標，以作為該潛在變項的測量指標。例如，趨向精熟目標此一潛在變項即包含趨向精熟目標一（X1）與趨向精熟目標二（X2）。簡言之，本研究的理論模式共包含 12 個測量指標。

三、研究變項測量

有關本研究之研究變項測量部分，除了社會期許之外，個人成就目標、學業情境的作弊接受度與學業自我效能等變項，均以數學科為特定領域進行測量。

（一）個人成就目標

本研究以程炳林（2003）的四向度個人目標導向量表測量學生持有的個人成就目標。此量表包含趨向精熟目標（例如：我學習數學的目的是為了增進自己的能力）、逃避精熟目標（例如：研讀數學時，我總是擔心自己沒有徹底瞭解課本上的內容）、趨向表現目標（例如：我上數學課主要的目的是考試成績要贏過班上多數同學）與逃避表現目標（例如：對我而言，在數學課上避免被視為愚笨的人是很重要的一件事），全量表共計 24 題，作答方式採李克特六點量尺（1 為完全不符合，6 為完全符合）。

根據程炳林（2003）的探索式因素分析（exploratory factor analysis, EFA）結果顯示：四個分量表進行斜交轉軸後的因素負荷量之絕對值為 .77～ .88，共同性介於 .43～ .87，四個分量表的 α 係數介於 .84～ .90。本研究以第二批樣本（N＝938）進行驗證性因素分析（confirmatory factor analysis, CFA），結果指出 χ2_{（246, N＝938）＝1720.60，p ＜ .01；GFI}

＝ .95，AGFI＝ .94，RMSEA＝ .08，CFI＝ .89，表示四向度個人目標導向模式與觀察資料適配，適合用來解釋國中生持有的個人成就目標情況。

（二）學業情境的作弊接受度

本研究參考 Bloodgood 等（2010）對於學業作弊與被動作弊接受度兩個量表，修編一份測量臺灣國中生於學業情境參與作弊行為的接受度量表。此量表包含學業作弊接受度（九題，例如：抄襲同學的數學回家作業）與被動作弊接受度（四題，例如：拿到數學考卷後發現老師多給分，我什麼也不會說）兩個分量表。全量表共計 13 題，作答採李克特六點量尺（1 為強烈認為這是錯的，6 為強烈認為這不是錯的）。本研究以第一批樣本（N＝157）進行 EFA，結果顯示此量表可抽取兩個特徵值大於 1 的因素（6.20、1.89），另以最小斜交轉軸法進行轉軸，結果顯示兩個因素可解釋全量表 13 題的

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總變異量約 56.70%：因素一為學業作弊接受度，包含九題；因素二為被動作弊接受度，包含四題。13 題轉軸後的因素負荷量絕對值在 .51～ .96 之間，共同性在 .27～ .89 間。信度方面，兩個分量表的 α 係數分別為 .88 與 .95。本研究以第二批樣本（N＝938）進行 CFA，結果顯示：χ2（64, N＝938）＝650.67，p ＜ .01；GFI＝ . 99，AGFI＝ .99，RMSEA＝ .09，CFI＝ .99，表示二因素模式與觀察資料適配，適合用來解釋國中生於學業情境參與兩種作弊的接受度情況。

（三）學業自我效能

本研究採用吳靜吉與程炳林（1992）激勵的學習策略量表中的自我效能分量表，用以測量學生知覺自我在進行數學任務時的能力程度。該量表共包含五題（例如：我有信心在數學這門課上會表現得很好），作答方式採李克特六點量尺（1 為完全不符合，6 為完全符合）。根據吳靜吉與程炳林的 CFA 結果顯示：χ2_{（5, N＝938）＝10.72，p ＜ .05，五題之因素負荷量} 介於 .65～ .73，個別指標信度在 .43～ .54，單因素的成分信度為 .83，平均變異抽取量為 .49。本研究以第二批樣本（N＝938）進行 CFA，結果顯示：χ_{（5, N＝938）＝51.92，p ＜ .01；}2

GFI＝ .98，AGFI＝ .94，RMSEA＝ .09，CFI＝ .99，表示單因素模式與觀察資料適配，適合用來解釋國中生對於學業自我效能的知覺情況。

（四）社會期許量表

以林清山與程炳林（1997）的社會期許量表測量國中生的社會期許程度，此量表是根據黃光國與楊國樞於 1972 年的社會期許量表中選取與學校情境相關的題項編製而成，共計五題（例如：學校的每一位老師我都很喜歡）。作答採 Likert 六點量尺（1 為完全不符合，6 為完全符合）。得分愈高表示個體持有的社會期許傾向愈強。張映芬（2008）以 421 位國中生進行信度與效度分析，結果顯示全量表五個題目在所屬因素上正交轉軸後之組型負荷量絕對值介於 .43～ .70 之間；共同性介於 .19～ .53 之間，共可解釋全量表總變異量的 36.16%，α 係數介於 .51～ .61。

四、研究程序

本研究以紙筆方式進行團體施測，所有施測均由受過訓練的研究助理進行，施測程序與相關說明經研究倫理審查會核定。施測前，施測者說明研究目的與內容，並發下同意書讓學生知曉研究之相關訊息，所有學生均閱讀同意書並允諾後才進行作答。其次，施測者說明問卷填答方式與流程，確保所有人均清楚作答方式，並告知作答內容均受到保密，不會影響學業成績，且研究者會進行整體而非個別的資料分析。本研究共包含五個量表，首先施測個人成就目標量表，其次為學業作弊量表、被動作弊量表，最後為學業自我效能量表，而社會期許量表則隨機安插於題目中。施測時間共計 20 分鐘。

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彭淑玲、黃博聖、陳學志學習動機與作弊之關係 97 由於本研究蒐集的變項較為敏感，學生於填寫時可能具防備心。為確保蒐集資料具有效度，採取以下幾個步驟處理：（一）匿名填答，不蒐集任何足以分辨個體身分資料（如座號），確保參與者能放心並真實填答；（二）所有量表施測均由受過訓練的研究助理進行，作答時請教師迴避施測現場，減輕學生填答壓力與戒心；（三）安插社會期許題目於測驗題項中，並參考彭淑玲、王佩琪與林宏泰（2017）的作法，篩選出社會期許得分≧25 分者，排除於資料分析外。

五、資料分析

以 SPSS for Windows 22.0 與 LISREL 8.80 統計軟體進行資料分析。針對研究目的一，以 Hotelling T2考驗性別在兩種作弊接受度之差異，以單因子多變量變異數分析考驗年級在兩種作弊接受度的差異。

其次，針對研究目的二，採用結構方程模式（structural equational modeling, SEM）考驗四向度個人成就目標與兩種作弊接受度之關係。據此，本研究採用絕對適配指標（GFI＞ .90, AGFI＞ .90, RMSEA＜ .08）與相對適配指標（NFI＞ .90, NNFI＞ .90, CFI＞ .90）評估理論模式及觀察資料的適配度（模式外在品質）；再者，以個別項目信度＞ .50、潛在變項的成分信度＞ .60 與平均變異抽取量＞ .50 來評估模式的內在結構適配度（模式內在品質）（程炳林，2003；Diamantopoulos & Siguaw, 2000; Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998; Kline, 1998; Rubio, Berg-Weger, & Tebb, 2001）。

針對研究目的三，以學生在學業自我效能量表上之得分進行分組，取學業自我效能得分前 33%者為高學業自我效能組（M＞4.00, n＝367），學業自我效能得分後 33%者為低學業自我效能組（M＜2.96, n＝304）。本研究採多樣本結構方程模式分析（multiple-group SEM）法，進行高、低學業自我效能組在理論模式上 γ 參數矩陣的差異比較，且於進行統計分析時，以 .05 作為統計顯著水準。

肆、研究結果

一、兩種作弊接受度之描述統計與性別／年級的差異性考驗

表 1 為全體研究參與者（N＝938）在兩種作弊接受度量表得分上的平均數與標準差。針對研究目的一，採用 Hotelling T2_{法考驗性別在兩種作弊接受度得分之差異。結果指出，男、} 女生在兩種作弊接受度之平均數不同（Hotelling T2_{＝23.44, p ＜ .05, η}2_{＝ .02）。本研究以} 95%信賴區間進行比較，結果發現在學業作弊接受度的得分男生（M＝2.25）顯著高於女生（M ＝2.01），且在被動作弊接受度的得分男生（M＝2.21）亦顯著高於女生（M＝1.81）。其次，以單因子多變量變異數分析考驗年級在兩種作弊接受度上的差異。結果顯示，不同年級在兩種作弊接受度上的得分不同，Wilks Λ＝ .94，F(4, 1866)＝13.94，p ＜ .05，η2＝ .03。

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98 學習動機與作弊之關係彭淑玲、黃博聖、陳學志表 1 性別與年級在兩種作弊接受度量表上得分之平均數、標準差（N＝938）男生（n＝479）（n＝436）女生（n＝476）七年級（n＝293）八年級（n＝169）九年級全部研究變項 M SD M SD M SD M SD M SD M SD 學業作弊接受度 2.25 1.04 2.01 0.79 1.95 0.88 2.34 0.97 2.47 0.86 2.17 0.93 被動作弊接受度 2.21 1.44 1.81 1.07 1.83 1.22 2.19 1.35 2.23 1.33 2.01 1.29 Hotelling _T2_{＝23.44（p ＜ .05） Wilks Λ＝ .94，F(4, 1866)＝13.94（p ＜ .05）} 註：其中 n男生＝479，n女生＝436，性別缺失值＝23。以 95%信賴區間找出哪一級之間在兩種作弊接受度得分上有所差異。結果指出，在學業作弊接受度上，九年級（M＝2.47）與八年級（M＝2.34）在學業接受作弊度得分均顯著高於七年級（M＝1.95），然而，八、九年級在學業作弊接受度得分並未有顯著不同。在被動作弊接受度上，九年級（M＝2.23）與八年級（M＝2.19）在被動接受作弊度得分均顯著高於七年級（M ＝1.83），而八、九年級在被動作弊接受度得分並未有顯著差異。綜言之，本研究結果發現性別與年級均在兩種作弊接受度上有所差異。其中，男生在兩種作弊接受度得分均高於女生，而八、九年級學生在兩種作弊接受度得分均高於七年級。根據 Cohen（1988）的主張，本研究的性別與年級變項在兩種作弊接受度之效果量均屬於小效果（η2_{＝ .02～ .03），解釋力偏低，故本研究在後續分析中不會將性別與年級納入作為控制變項} 進行分析。

二、四向度個人成就目標與兩種作弊接受度之理論模式考驗

（一）模式適配結果

表 2 為理論模式中 12 個測量指標的平均數、標準差與相關係數。首先，針對理論模式之外在品質，結果顯示，除了因研究參與人數太大，卡方值達到顯著水準外，χ2_{（39, N＝938）} ＝143.97，p ＜ .01，其餘各項整體適配度考驗指標均指出理論模式與觀察資料有良好適配度：絕對適配指標 GFI＝ .98，AGFI＝ .95，RMSEA＝ .05；相對適配指標 NFI＝ .98，NNFI ＝ .98，CFI＝ .99。其次，就理論模式之內在品質，統計結果指出，12 個測量指標的個別項目信度均高於 .50 的評鑑標準（介於 .57～ .90）；六個潛在變項的成分信度介於 .78～ .86，均高於 .60 的評鑑標準；而六個潛在變項的平均變異抽取量介於 .64～ .85，亦皆高於 .50 之評鑑標準。綜合上述結果，不論就整體適配度（絕對適配指標、相對適配指標）與內在結構適配度（個別項目信度、潛在變項之成分信度與平均變異抽取量）而言，所有評鑑指標均達到標準值，表示該模式兼具良好的內、外在品質，適合用來解釋國中生觀察資料。

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彭淑玲、黃博聖、陳學志學習動機與作弊之關係 99 表 2 理論模式 12 個測量指標的平均數、標準差與相關係數（N＝938） M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1. MAP1 4.21 1.10 1.00 2. MAP2 4.38 1.09 .81 1.00 3. MAV1 3.35 1.17 .49 .53 1.00 4. MAV2 2.80 1.24 .43 .42 .74 1.00 5. PAP1 3.23 1.29 .16 .25 .50 .42 1.00 6. PAP2 3.05 1.22 .26 .29 .54 .52 .75 1.00 7. PAV1 2.89 1.18 -.06 -.02 .21 .17 .29 .35 1.00 8. PAV2 3.13 1.22 .01 .07 .29 .25 .43 .45 .74 1.00 9. AAC1 2.49 1.13 -.24 -.20 -.11 -.10 .00 -.03 .10 .09 1.00 10. AAC2 1.90 0.85 -.15 -.14 -.01 .01 .09 .08 .16 .15 .63 1.00 11. APC1 2.05 1.37 -.19 -.17 -.05 -.06 .09 .04 .18 .16 .46 .53 1.00 12. APC2 1.96 1.32 -.18 -.15 -.03 -.01 .10 .06 .14 .12 .43 .51 .83 1.00 註：MAP＝趨向精熟目標；MAV＝逃避精熟目標；PAP＝趨向表現目標；PAV＝逃避表現目標； AAC＝學業作弊接受度；APC＝被動作弊接受度。

（二）四向度個人成就目標對兩種作弊接受度之預測效果

針對研究目的二，探討四種個人成就目標與兩種作弊接受度之效果。從圖 2 可知，趨向精熟目標均能負向地預測學業作弊接受度（γ11＝-.32, t＝-5.77, p ＜ .05）與被動作弊接受度（γ21 ＝-.30, t＝-6.10, p ＜ .05）；其次，逃避精熟目標均無法顯著預測學業作弊接受度（γ12＝ .07, t ＝0.48, p ＞ .05）與被動作弊接受度（γ22＝ .02, t＝0.23, p ＞ .05）；第三，趨向表現目標無法顯著預測學業欺騙接受度（γ13＝ .06, t＝0.10, p ＞ .05），但能正向預測被動作弊接受度（γ23＝ .12, t＝2.06, p ＜ .05）；最後，逃避表現目標均能正向地預測學業作弊接受度（γ14 ＝ .12, t＝2.49, p ＜ .05）與被動作弊接受度（γ24＝ .11, t＝2.63, p ＜ .05）。

三、學業自我效能對個人成就目標與作弊接受度關係的調節效果

針對研究目的三，從 938 位國中生選取高學業自我效能組（n＝367）與低學業自我效能組（n＝304）兩組進行多樣本 SEM 分析，以比較兩組學生在個人成就目標對作弊接受度之效果的差異。首先，依據 Bollen（1989）的主張，先以兩組受試者具有相同的型式（form）為基準進行考驗，其次再以卡方差量（Δχ2_{）比較兩組受試者在 Г 矩陣（潛在自變項對潛在依變項} 的預測效果）是否有所差異。表 3 為高、低學業自我效能組在理論模式 Г 結構參數矩陣的差異性考驗結果。研究結果顯示，高、低學業自我效能組別之 GFI 值分別為 .97 與 .96，表示本

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100 學習動機與作弊之關係彭淑玲、黃博聖、陳學志圖2. 四向度個人成就目標與兩種作弊接受度理論模式的完全標準化路徑係數與顯著性考驗。虛線代表不顯著；為求精簡化，潛在自變項之間的估計參數省略；a_{參照指標，為限制估計參} 數。X1：趨向精熟目標一；X2：趨向精熟目標二；X3：逃避精熟目標一；X4：逃避精熟目標二； X5：趨向表現目標一；X6：趨向表現目標二；X7：逃避表現目標一；X8：逃避表現目標二；Y1：學業作弊接受度一；Y2：學業作弊接受度二；Y3：被動作弊接受度一；Y4：被動作弊接受度二。 *p ＜ .05. 研究提出之理論模式適合用來解釋不同高、低學業自我效能之群體；其次，統計分析指出，兩組受試者在 γ 矩陣上有顯著差異，Δχ2（Δdf＝8, N＝938）＝15.53，p ＜ .05，表示高、低學業自我效能組於潛在自變項對潛在依變項的預測效果不同。表 3 高、低學業自我效能組在理論模式上 Г 結構矩陣的差異性考驗（N＝671） GFI 假設 χ2 df Δχ2 Δdf 低學業自我效能組高學業自我效能組 Hform 158.73 78 − − .97 .96 Hr 174.26 86 15.53* 8 .96 .96 註：Δ χ2_{表示卡方差量，Δ df 表示自由度差量。} *p ＜ .05. .20* .20* .17* .34* .32* .17* .38* X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 .12* .89a .89* .91a .81* .83a .91* .79a .94* Y1 -.35* Y2 -.33* Y3 -.08* Y4 -.22* .91* .89* .48 * .81a .82* .95a .88* -.32* -.30* .05 .02 .06 .12* .12* .11* ξ1 趨向精熟目標 ξ2 逃避精熟目標 ξ3 趨向表現目標 ξ4 逃避表現目標 η1 學業作弊接受度 η2 被動作弊接受度

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彭淑玲、黃博聖、陳學志學習動機與作弊之關係 101 本研究進一步比較兩組學生在八個 γ 參數上的不同。表 4 顥示高、低學業自我效能組在 γ14 （逃避表現目標對學業作弊接受度的效果，Δχ2（1, N＝671）＝5.61，p ＜ .05）與 γ24（逃避表現目標對被動作弊接受度的效果，Δχ2（1, N＝671）＝7.74，p ＜ .05）有顯著差異。對照兩組的共同量尺（common metric）完全標準化估計值可知，高學業自我效能組的逃避表現目標並無法顯著預測學業作弊接受度（γ14＝-.04, p ＞ .05），但低學業自我效能組的逃避表現目標能正向預測學業作弊接受度（γ14＝ .24, p ＜ .05）。相同地，高學業自我效能組的逃避表現目標並無法顯著預測被動作弊接受度（γ24＝-.00, p ＞ .05），但低學業自我效能組的逃避表現目標能正向預測被動作弊接受度（γ24＝ .32, p ＜ .05）。簡言之，學生持有的個人成就目標對作弊接受度之效果會受到學業自我效能所調節，但此調節效果僅出現在逃避表現目標對兩種作弊接受度的效果上。表 4 高、低學業自我效能在理論模式上 Г 矩陣參數差異性考驗（N＝671）兩組受試者共同量尺完全標準化估計值假設 χ2 _df _Δχ2 _Δdf 全體受試者的完全標準化估計值 _{低學業自我效能組高學業自我效能組} Hform 158.73 79 − − − − Hγ11 160.19 79 1.46* 1 -.32* -.25* -.40* Hγ12 158.79 79 0.06* 1 -.05* -.05* -.12* Hγ13 159.09 79 0.36* 1 -.06* -.01* -.11* Hγ14 164.34 79 5.61* 1 -.12* -.24* -.04* Hγ21 159.92 79 1.19* 1 -.30* -.22* -.35* Hγ22 161.26 79 2.53* 1 -.02* -.19* -.09* Hγ23 158.73 79 0.00* 1 -.12* -.11* -.10* Hγ24 166.47 79 7.74* 1 -.11* -.32* -.00* 註：Δ χ2_{表示卡方差量，Δdf 表示自由度差量。} *p ＜ .05.

伍、討論與建議

本研究主要調查當前臺灣國中生對兩種作弊的接受程度，考驗性別與年級在兩種作弊接受度上是否不同；其次，探討四種個人成就目標對兩種作弊接受度之關係；最後，進一步考驗學業自我效能在個人成就目標與作弊接受度之關係上的調節效果。

一、國中生對兩種作弊接受度之情況：性別與年級差異性考驗

針對研究目的一，統計結果顯示全體學生對兩種作弊接受度的得分介於 2.01～2.17，均低

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於中位數（MD＝3.5），表示學生對此兩類作弊的接受度偏低。在性別考驗上，發現男女生在此兩類作弊接受度上有所差異，且男生均高於女生，表示男生較女生對此兩類作弊有較高的接受度或較多的合理化程度。此結果與先前多數研究一致，即指出男生採取作弊機率高於女生（姚招帆，2006；Corrion et al., 2010; Finn & Frone, 2004; Jensen et al., 2002; Niiya et al., 2008; Whitley, 1998），且本研究結果與 Whitley 等（1999）的後設分析結果一致，即性別在作弊上有小效果量（本研究的效果量為 0.02），男生對此兩類作弊的接受度略高於女生。

在年級考驗上，本研究發現不同年級在兩種作弊態度有所不同，八、九年級在兩類作弊接受度上均高於七年級，但八、九年級則無差異。雖然九年級對作弊的接受度並未顯著高於八年級，但此結果大致符合過去研究結果，即高年級者較低年級者有較高的作弊機率（姚招帆，2006；黃耀興，2011；Anderman & Murdock, 2007; Finn & Frone, 2004），表示隨著就讀時間愈長，作弊可能性會愈高。

二、個人成就目標與作弊接受度之關係

針對研究目的二，本研究結果顯示個人成就目標可預測兩種作弊接受度。從成就目標理論分析，首先，由於趨向精熟目標強調獲得新知識或增長能力，學習以自我參照為標準（自己與自己比較）（Ames, 1992），而學業作弊或被動作弊主要是透過違反規則或不誠實手段，而非精熟或理解學習內容來獲得成功，故不論何種類型的作弊均無法達成趨向精熟目標者所設定的目標。由此可知，當學生趨向精熟目標時會減少參與作弊可能、對作弊的接受度也會降低。此結果與先前研究發現吻合，意即趨向精熟目標為一適應性動機，能負向預測作弊，抑或降低作弊可能（姚招帆，2006；Bong, 2008; Corrion et al., 2010; Niiya et al., 2008; Van Yperen et al., 2011; Yang et al., 2013）；反之，由於逃避表現目標著重避免被他人視為愚笨或無能，當個體想避免此種狀況發生，就可能採取學業作弊或被動作弊策略來提高成績或避免失敗，此結果與 Bong（2008）、Corrion 等（2010）與 Niiya 等（2008）的研究發現相呼應，意即逃避表現目標為一非適應性動機，會提升作弊的可能，對作弊的合理化程度也會增加。進一步分析之，上述研究於探討個人成就目標與作弊關係時，選取的研究對象橫跨國中、高中至大學階段，然獲得結果與成就目標理論觀點一致（程炳林，2003；Elliot, 1999），且具有強韌性（robust），意即趨向動機（+）與精熟目標（+）均有利於學生的學習歷程、行為與結果，因此，對作弊此非適應學習行為會產生負向抑制效果；逃避動機（−）與表現目標（−）對學生的學習歷程、行為與結果有較多的負向影響，故對作弊有正向促進效果。再者，先前研究顯示一正一負的趨向表現目標對作弊的預測效果是混合的。就學業作弊部分，本研究結果與 Bong（2008）及 Yang 等（2013）的發現一致，即趨向表現目標對學業作弊接受度無顯著效果，但在過去研究甚少探討的被動作弊上，本研究顯示趨向表現目標能正向預測被動作弊接受度。推論之，de Bruin 與 Rudnick（2007）視作弊為一種不可被接受的風

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險行為；Orosz、Farkas 與 Roland-Lévy（2013）提出「知覺的風險偵測」（perceived risk of detection）一詞，並主張當個體知覺到該作弊行為的風險性愈高，其愈不可能參與之。據此，本研究推測學業作弊與被動作弊可能屬於不同風險（risky）程度的偏差行為。例如，學業作弊有較多與他人合作進行的作弊行為（如抄襲別人考卷或作業、幫助他人完成作業或給予他人答案），且是個體主動參與之，涉入嚴重性較高，因此個體在評估此類作弊的風險可能較高。換言之，趨向表現目標者對學業作弊之預測力可能受到知覺該行為的風險程度而改變。另一方面，被動作弊是個體被動地接受因他人疏失而獲得的利益，個體被歸屬的責任較小、被他人發現的機會也較低，故趨向表現者評估被動作弊的風險性較低而較可能參與之。據此，本研究建議未來研究或許可進一步探討個體知覺的作弊風險程度對不同類型作弊之解釋效果，抑或考驗知覺的風險偵測是否調節個人成就目標與不同類型作弊之關係。最後，過去研究較少探討逃避精熟目標對作弊的關係，且研究結果亦不一致。本研究結果發現較支持 Yang 等（2013）的結果，即逃避精熟目標對作弊無顯著效果。推論之，由於逃避精熟目標強調避免不精熟、不理解內容，擔心自己失去能力或沒有比以前更進步（程炳林， 2003），若採用作弊手段亦無法達成逃避精熟目標者欲追求的目標；再者，依據成就目標與成就動機理論，由於逃避精熟目標雖包含正向效果的精熟目標，但加入負向效果的逃避動機後，一正一負效果可能相互抵銷，故對兩種作弊接受度均無預測效果。然而，目前研究對逃避精熟目標與作弊之探討仍非常有限，未來研究可持續考驗並釐清兩者關係。綜言之，本研究結果支持個人成就目標能預測兩種作弊接受度。其中，趨向精熟目標可降低個體對兩種作弊的接受度，逃避表現目標則能提升個體對兩種作弊的接受度，趨向表現目標僅能正向預測個體對被動作弊的接受度，至於逃避精熟目標則無法解釋兩種作弊接受度，這些結果大致支持本研究假設二。

三、學業自我效能在個人成就目標與作弊接受度關係的調節效果

針對研究目的三，本研究結果指出，低學業自我效能組的逃避表現目標對兩種作弊接受度的預測效果達到顯著（ .24 與 .32），但高學業自我效能組的逃避表現目標對兩種作弊接受度的效果則並未顯著（-.04 與-.00）。此結果支持學業自我效能為一調節變項，當學習者不相信自己有能力表現好，卻又將學習目標設定為避免被視為愚笨或能力不佳者，或以不要獲得最差成績或是班上倒數幾名作為從事學習任務的標準時，可能促使他們有較多機會採用作弊策略來避免失敗，故其對兩種作弊行為有較高的接受度；而當學習者雖將學習目標設定為逃避表現目標時，但當其相信自己有能力參與或完成學習任務時，個體相信自己有能力完成學習任務而達成避免被視為愚笨或無能的目標，故不一定會使用作弊方式來完成學習。此結果和 Murdock與 Anderman（2006）的觀點吻合，且和 Finn 與 Frone（2004）的研究結果一致，即認為高學業自我效能為一保護因子，其能與逃避表現目標產生交互作用以緩衝逃避表現目標

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104 學習動機與作弊之關係彭淑玲、黃博聖、陳學志對作弊的正向預測效果。另一方面，低學業自我效能則為一破壞因子，強化逃避表現目標對兩種作弊接受度的正向預測效果，即當學生不相信自己有能力時，更會促使其採用作弊策略以避免失敗，故其對兩種作弊有更高的接受度。其次，學業自我效能在趨向精熟目標對兩種作弊接受度的效果上並無調節效果，意即儘管高學業自我效能者的趨向精熟目標對兩種作弊接受度的負向效果在數值上有提升（從-.32 至 -.40；從-.30 至-.35），但並未達到顯著。本研究推測由於趨向動機與精熟目標均會對學習歷程、行為與結果帶來正向效果，此種雙重正向效果已足以抑制學生作弊行為，故高學業自我效能的正向保護效果在此無法發揮作用。另一方面，低學業自我效能的趨向精熟目標對兩種作弊接受度的效果雖略微下降（從-.32 至-.25；從-.30 至-.22），但亦不足對趨向精熟目標帶來的正向效果產生破壞。由此可知，當學習者持趨向精熟目標，但不相信自己有能力完成學習時，仍不會使用作弊手段來達到成功，故低學業自我效能無法消弭趨向精熟目標對作弊的抑制效果。綜言之，上述研究結果部分支持本研究假設三，即個人成就目標對兩種作弊接受度之效果必須視學生的學業自我效能程度而定，但學業自我效能的調節效果僅發生在逃避表現目標對兩種作弊接受度的效果上。此結果呼應社會學習理論觀點（Bandura, 1997），強調學業自我效能在學習中的重要性，並支持過去研究（Braten et al., 2004; Elliott & Dweck, 1988），主張學業自我效能可作為個人成就目標與學習行為／結果之調節變項角色。

四、建議

（一）教學與輔導建議

首先，本研究結果指出趨向精熟目標能降低學生對兩種作弊的接受度，而逃避表現目標能提升對兩種作弊的接受度。據此，本研究建議教師在進行教學時，應盡量鼓勵學生追求趨向精熟目標，並避免追求逃避表現目標。根據 Ames（1992）、Anderman 與 Koenka（2017）的觀點，教師可透過教學執行形塑學生的趨向精熟目標，例如：學習任務上，強調有意義的學習活動，設計新奇、多樣性、引起學生興趣的活動，強調學習材料的精熟與理解；評量上，採用自我參照評量標準，著重學生改善與進步的學習狀況，且教師應進行私下評量，避免營造易形塑學生逃避表現目標的學習情境，如強調分數、公開學生成績或進行同儕間比較。簡言之，當教師營造趨向精熟目標為主的課室情境，較易促使學生追求趨向精熟目標，如此作弊就不再是達成學習目的的手段。其次，本研究指出高學業自我效能為一保護因子，尤其是針對持逃避表現目標者，高學業自我效能可減少逃避表現目標對作弊的正向預測效果。根據社會學習理論觀點，自我效能為任務特定（task-specific）構念（Bandura, 1997）。本研究參考 Murdock 與 Anderman（2006）的建議，即若要培養學生對某一特定任務有自我效能感，教師可提供在某一特定任務上成功

(19)

彭淑玲、黃博聖、陳學志學習動機與作弊之關係 105 的楷模，透過觀察學習方式，讓學生產生自我效能感。如此，儘管學生在學習上追求逃避表現目標，但當他們相信自己也有能力完成某一特定任務時，作弊就不再是必須採用或有效的手段。

（二）研究限制與未來研究建議

首先，由於作弊是一種敏感行為議題，儘管本研究採用各種方式增加自陳式量表測量效度，但學生仍可能少報真實作弊接受程度，建議未來研究可參考 Van Yperen 等（2011）的情境式評量法，以敘述法描述他人可能參與作弊的情境情節，再詢問個體是否同意故事主角採取作弊行為的接受度。如此透過情境式測量，且以他人為主角，並採用評估個體對作弊的接受度，反映個體可能參與作弊的程度。其次，本研究僅測量學生的作弊接受度，建議未來可採用多重測量方式（如課室觀察法、訪談法、實驗設計、真實作弊行為或報導同儕作弊可能等）以評估學生參與作弊的可能，以提升作弊測量的真實性。復次，由於本研究採用的社會期許量表之信度與效度結果並未理想，建議未來研究可發展一套以學校情境為主、具有良好信度與效度的社會期許量表，作為篩選高社會期許者，並排除於資料分析外之用。再者，本研究僅從個人層次探討動機對作弊之關係，並未考量個人層次之上是否有班級或學校之效果。據此，建議未來研究可採用階層線性模式分析（hierarchical linear modeling），檢驗班級或學校層次對作弊接受度所帶來的效果。最後，本研究僅從個人層面的動機觀點出發，探討個人成就目標、學業自我效能與作弊之關係，然社會層面的動機因素（如課室目標結構、風險的偵測等）亦為影響學生參與作弊的重要因素（Anderman, 2007; Murdock & Anderman, 2006; Orosz et al., 2013），故建議未來研究可兼顧個人與情境因素，探討兩者共同對作弊的效果。

誌謝

本研究獲科技部專題計畫（計畫編號：MOST104-2410-H-006-067-MY2）研究經費補助，特此致謝。

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Po-Sheng Huang

Hsueh-Chih Chen

Center of Teacher Education, National Cheng Kung University

Graduate Institute of Digital Learning and Education, National Taiwan University of

Science and Technology

Department of Educational Psychology and Counseling, Institute for Research

Excellence in Learning Sciences, Chinese Language and Technology Center,

National Taiwan Normal University, MOST Artificial Intelligence

Biomedical Research Center

Abstract

This study was conducted on the basis of motivation theories and adopted theoretical concepts from achievement goal theory and self-efficacy to explore the motivational variables related to the acceptability of two types of cheating behaviors, namely academic cheating and passive cheating, among Taiwanese junior high school students in the subject of mathematics. The aims of the study were threefold: first, to understand the degree of acceptability of the two types of cheating behaviors among Taiwanese students; second, to investigate the relationships between personal achievement goals and the acceptability of the two types of cheating; and third, to test whether these relationships are moderated by academic self-efficacy. Nine hundred thirty-eight seventh-to-ninth-grade Taiwanese students (473 boys; 23 missing values) participated in the survey, and the researchers applied the technique of structural equation modeling for data analysis. The results indicated that boys were slightly more accepting of the two types of cheating behaviors than girls, and eighth- and ninth-grade students, regardless of gender, were more accepting of both cheating behaviors than seventh-grade students. Moreover, it was found that personal achievement goals can effectively

Corresponding Author: Shu-Ling Peng, E-mail: [email protected]