نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسنده
استادیار گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه کوثر بجنورد، بجنورد، ایران
چکیده
مقدمه: این پژوهش با هدف تدوین مدل علی گرایش به تقلب در امتحان بر اساس باورهای غیرمنطقی و خودکنترلی با میانجی‌گری اضطراب انجام شد.
روش: این پژوهش یک مطالعه توصیفی_ همبستگی به روش معادلات ساختاری بود. جامعه آماری شامل تمام دانشجویان دانشگاه کوثر بجنورد در سال تحصیلی 1402-1401 بودند که 240 دانشجو به شیوه نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای انتخاب شدند. ابزار پژوهش پرسشنامه‌های تقلب تحصیلی استفنز و گلباج (2007)، باورهای غیرمنطقی جونز (1968)، خودکنترلی تانجی و همکاران (2004) و اضطراب بک (1988) بود.
یافته‌ها: نتایج همبستگی معنی‌داری بین تمامی متغیرها نشان داد (05/0>P). همچنین درماندگی در برابر تغییر (0316/0)، توقع تأئید از دیگران (0444/0) و خودکنترلی (0327/0) از طریق غیرمستقیم و با میانجی‌گری اضطراب، واریانس گرایش به تقلب در امتحان را تبیین کرد.
نتیجه‌گیری: نتایج نشان می‌دهد که باورهای غیرمنطقی و خودکنترلی با میانجی‌گری اضطراب بر گرایش به تقلب تأثیر می‌گذارند. با توجه به شاخص‌ها و ضرایب به دست آمده می‌توان نتیجه گرفت که مدل پیشنهادی برای تدوین مدل علی گرایش به تقلب تحصیلی مناسب بوده و داده‌ها با مدل پژوهش برازش مناسبی داشته است.
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
Development of a Causal Model of the Tendency to Cheat in the Exam Based on Irrational Beliefs and Self-Control with the Mediation of Anxiety
نویسنده [English]
- Arezou Asghari
Assistant Professor, Faculty of Humanities, Kosar University of Bojnord, Bojnord, Iran
چکیده [English]
Abstract
Introduction: This research was conducted to develop a causal model of the tendency to cheat in the exam based on irrational beliefs and self-control with the mediation of anxiety.
Method: This research was a descriptive-correlational study using the structural equation method. The statistical population included all the students of Kosar University in Bojnord in the academic year 2022-2023, from which 240 students were selected by random cluster sampling. The research tools were Stephens and Golbaj's (2007) academic cheating questionnaires, Jones' irrational beliefs (1968), Tanji et al.'s self-control (2004),, and Beck's anxiety (1988).
Findings: The results showed a significant correlation between all variables (P<0.05). Also, helplessness against change (0.0316), expectation of approval from others (0.0444), and self-control (0.0327) explained the variance of the tendency to cheat in the exam indirectly and with the mediation of anxiety.
Conclusion: The results show that irrational beliefs and self-control affect the tendency to cheat with the mediation of anxiety. According to the obtained indices and coefficients, it can be concluded that the proposed model for developing the causal model of academic cheating tendency is suitable and the data has a good fit with the research model.
کلیدواژه‌ها [English]
- cheating
- irrational beliefs
- self-control
- anxiety
مقدمه
نظام آموزشی هر کشوری فعالیت‌ها و اهداف خاص خود را دنبال می‌کند که مسلّما دستیابی به این اهداف در سایه صداقت علمی و تحصیلی فراگیران آن نظام حاصل می‌شود (حسینی، 1400). یکی از معضلاتی که مؤسسات آموزشی و مدارس همواره با آن مواجه بوده‌اند و در دهه‌های اخیر به طور جدی‌تر درصدد مقابله با آن برآمده‌اند تقلب[1] است که به جزئی از فرهنگ دانشجویان و دانش‌آموزان تبدیل شده است (ژو و دانگ[2]، 2022). در واقع با توجه به کارکرد، اهداف و ضرورت وجود دانشگاه‌ها، یکی از مسائلی که می‌تواند در کارکرد این نهادهای آموزشی اختلال ایجاد کند و مانع رسیدن آنها به اهداف‌شان باشد تقلب تحصیلی و یا عدم صداقت علمی است (ژو[3] و همکاران، 2022). تقلب تحصیلی به لحاظ ماهیت، مجموعه رفتارهای مبتنی بر نیرنگ و فریب برای دستیابی به پیامدها، و نتایجی است که فرد شایستگی آن را ندارد (استیونز[4] و همکاران، 2021). تقلب مواردی مانند تصرف، ارتباط برقرار کردن یا استفاده از اطلاعات، ابزار، یادداشت‌ها، کمک‌های آموزشی یا سایر ابزارهایی که توسط استاد هنگام انجام کار علمی، امتحان یا سایر موارد غیر مجاز اعلام شده است، را شامل می‌شود (سبزیان و همکاران، 1398). بر این اساس تقلب می‌تواند به صورت یادداشت‌های کوچک، نگاه کردن به یادداشت‌های دیگران در طول امتحان یا هر گونه اشتراکات ممنوعه بین دانشجویان در حین تمرینات یا امتحان انجام شود (فورگاز[5] و همکاران، 2021). تقلب در صورت شیوع، مانعی در جهت تحقق ارزش قانون‌گرایی است و اعتماد اجتماعی را در جامعه متزلزل می‌کند و از آنجایی که شیوع تقلب توان بالقوه‌ای در ایجاد محدودیت‌های بزرگ در شکوفایی استعدادهای فردی و نهادی دارد، نبایستی با این مسئله همانند شکلی ناچیز و کم اهمیت از رفتارهای انحرافی برخورد شود (افضلی و همکاران، 1399). از سوی دیگر، اگر قرار باشد که دانشجویان با تقلّب، امتحانات خود را پشت سر بگذارند، در نهایت سواد و معلومات آنها از سطح مطلوبی برخوردار نخواهد بود و این امر می‌تواند ضررهای جبران‌ناپذیری به آینده جامعه وارد کند (سایو، کلیگر[6]، 2019).
از بین عوامل تحصیلی موثر بر گرایش به تقلب تحصیلی، می‌توان به اضطراب[7] اشاره کرد (صادقی و همکاران، 1396). اضطراب احساس ناخوشی، نگرانی یا تنشی است که در پاسخ به شرایط تهدیدکننده یا فشارزا ارائه می‌شود که منبع آن قابل شناسایی نبوده و با تغییرات جسمانی مانند تپش قلب، سردرد و تنگی نفس همراه است (ساگار[8] و همکاران، 2022). اضطراب به صورت معمول جنبه آسیب شناختی ندارد و به عنوان پاسخی سازگارانه به بسیاری از موقعیت‌ها در طول دوران کودکی در نظر گرفته می‌شود و در شرایطی که با عملکرد فرد تداخل کند ناسازگارانه است (سیمارد[9] و همکاران، 2022). اضطراب ناسازگارانه نیز در بهزیستی عمومی، مهارت‌های اجتماعی تحولی و زندگی اجتماعی افراد تداخل می‌کند و با مشکلات منفی متعددی شامل حضور کمتر در محیط آموزشی، افت آموزشی و نقص در کارکردهای شناختی مرتبط است و تأثیرات ناخوشایندی بر تطابق تحصیلی افراد دارد (ووتیا[10] و همکاران، 2019)؛ اضطراب تصمیم‌گیری‌های اخلاقی را متاثر می‌کند (گلبابائی، برهانی، برهانی و جامعی، 1402)، همچنین امکان انجام تقلب برای رسیدن به نمره قابل قبول، به‌خصوص در دانشجویانی که از شکست‌های پی‌درپی امتحانی تجارب ناخوشایندی دارند و دچار اضطراب گشتند یا همواره به دلایل عدیده، بهترین نمرات را می‌خواهند (مثلاً انتظارات خانواده یا وضعیت معدل برای کسب شغل یا رقابت و چشم‌وهمچشمی و مدرک‌گرایی) دور از انتظار نیست (وازیمالی، 1401). در این راستا نتایج مطالعات بایلری و همکاران (1395) نشان داد که یکی از دلایل تقلب در فراگیران، اضطراب است.
بهطور معمول اغلب دانشجویان قابلیتها و توانایی‌های مناسبی از نظر تخصصی دارند، اما بهعلت اضطراب شدید ممکن است نتوانند از توانایی‌های خود به خوبی استفاده نمایند و این امر می‌تواند بر عملکرد و موفقیت تحصیلی دانشجویان اثر نامطلوبی داشته باشد (خرسندپور و همکاران، 1400). باورها و شناخت‌های انسان در عرصه‌های مختلف زندگی بر رفتارها و واکنش‌های وی تأثیری انکارناپذیر دارند (الوندی و صدیق، 1399). از سویی تفکرات غیرمنطقی در سبب‌شناسی تمام آشفتگی‌های هیجانی و رفتارهای ناسازگارانه دخیل هستند (مستشاری و همکاران، 1400). ریشه رفتارهای ناسازگارنه را باورهای غیرعقلانی[11] و مسلط بر روان فرد و عامل تعیین‌کننده این باورها را نحوه تعبیر و تفسیر و معنی دادن به رویدادها می‌باشد (سرین و روزنفیلد[12]، 2020). باورهای غیرمنطقی افکاری هستند که بر روان فرد سلطه دارند و عامل تعیین‌کنندة نحوه تعبیر و تفسیر و معنی دادن به رویدادها و تنظیم‌کننده کیفیت و کمیت رفتارها و عواطف‌اند، در آنها اجبار، الزام، وظیفه و مطلق‌گرایی وجود دارد و در صورت عدم ارضا این دسته از باورها به اضطراب و آشفتگی تبدیل می‌شوند (دورو و بالکیس[13]، 2021). از نظر الیس[14] (2001) باورهای غیرمنطقی بر روی تمامی ابعاد زندگی انسان و حتی سلامت‌روانی افراد در دراز مدت آثار مخرب داشته، حتی می‌تواند باعث ایجاد اضطراب و انواع اختلالات روانی گردند که زندگی اجتماعی یا سازگاری وی با محیط اطراف را مختل کند. باورهای غیرعقلانی پیشبینی‌کننده‌های مهم اهمال‌کاری در تحصیل هستند (راجرز و لوکی[15]، 2019). افراد دارای باورهای غیرمنطقی به طور معمول اضطراب بیشتر و عملکرد اجتماعی ضعیف‌تری دارند، باورهای آنان با واقعیت منطبق نیست، تعامل میان‌فردی پایینی دارند و در مواجهه با رویدادهای تنش‌زا ناموفق هستند (آلن[16] و همکاران، 2017). مطالعات تاس و تکایا[17] (2020) نشان داد دانشجویانی که از استراتژی‌های خودناتوان‌سازی استفاده نمودند، بازده تحصیلی پایینی نشان داده و در نتیجه تمایل بیشتری به تقلب تحصیلی داشتند.
داشتن قدرت کنترل بر شرایط و چگونگی تعبیر و تفسیر موفقیت‌ها و شکست‌های تحصیلی، نقش چشمگیری در عملکرد تحصیلی فراگیران دارد. ازجمله مشکلات بزرگ آموزشی، وجود یادگیرندگانی است که دارای مفهوم خودکنترلی[18] ضعیف یا سطح پایینی هستند (پاکمنش و جاودان، 1399). خودکنترلی توانایی تسلط بر رفتار آشکار، پنهان، هیجانی یا جسمانی خود و مهار یا بازداری تکانه‌های خود در شرایطی که نفع کوتاه‌مدت در مقابل زیان بلندمدت یا نفع بیشتر بلندمدت قرار می‌گیرد (وانگ[19]و همکاران، 2022). شیوه‌های خودکنترلی رفتار می‌تواند برای کاهش رخداد رفتارهای مخل و در نتیجه بهبود عملکرد آموزشگاهی مورد استفاده قرار گیرد (لی[20] و همکاران، 2019). به طور کلی، خودکنترلی یک نوع مراقبت درونی است که بر اساس آن وظایف محوله انجام و رفتارهای نابهنجار ترک می‌شوند؛ بی آنکه نظارتی از خارج در کار باشد. به عبارت دیگر فرد بدون توجه به نظارت خارجی تلاش خود را مصروف انجام وظیفه خود می‌نماید و مرتکب موارد سهل‌انگارانه نمی‌شود (فنگ[21] و همکاران، 2022). نتایج مطالعات ویلمز[22] و همکاران (2019) بیانگر این است که نوجوانان، خودکنترلی خود را به صورت کاهش رفتارهای انحرافی و رفتارهای پرخطر نشان می‌دهند. سطح پایین خودکنترلی با ویژگی‌هایی همچون تکانشی بودن، خطرپذیری، کمبود بینش رابطه معناداری دارد (زینعلی و همکاران، 1399). فارید[23] (2017) دریافت که رفتارهای ایذایی و عملکردگریز بودن تقلب می‌توانند تقلب تحصیلی دانشجویان داروسازی را پیش‌بینی کنند.
تقلب در نظام‌های آموزشی گستره قابل توجهی دارد. این پدیده حتی می‌تواند به زمینه‌های فراتر از جلسات امتحان نیز گسترش یابد. چرا که روحیه تقلب تحصیلی در امتحان، قابل تسری به زمینه‌های دیگر زندگی نیز هست. در واقع دانشجویی که در پاسخ به یک نیاز درونی و پایدار مبادرت به تقلب می‌کند، مادامی که این نیاز در او باشد در هر شرایط محیطی نیز این کار را انجام می‌دهد (افضلی و همکاران، 1399). به طورکلی، پرداختن به رفتار فریبکارانه تحصیلی ازآن رو اهمیت دارد که براساس ادبیات پژوهشی، افرادی که به تقلّب تحصیلی اقدام می‌کنند، اغلب، این رفتار ناشایست را پس از فراغت از تحصیل، به محیط‌های کاری خود، انتقال می‌دهند. ازآنجایی که شیوع تقلب توان بالقوه‌ای در ایجاد محدودیت‌های بزرگ در شکوفایی استعدادهای فردی و نهادی دارد، نبایستی با این مسئله همانند شکلی ناچیز و کم اهمیت از رفتارهای انحرافی برخورد شود. با توجه به مطالب بیان شده در اهمیت پدیده تقلّب و از آنجایی که این امر توان بالقوه‌ای در تمامی استعدادها دارد، و خطر فراگیر شدن آن نیز مورد توجه است، پژوهش حاضر درصدد است که به تدوین مدل علی گرایش به تقلب در امتحان بر اساس باورهای غیرمنطقی و خودکنترلی با میانجی‌گری اضطراب بپردازد.
شکل 1. مدل مفهومی پژوهش
روش
روش پژوهش، همبستگی از نوع معادلات ساختاری است. جامعه آماری در این تحقیق شامل تمام دانشجویان دانشگاه کوثر بجنورد در سال تحصیلی 1402-1401 می‌باشند. که تعداد آنها برابر با 2900 نفر بود. تعیین حداقل حجم نمونه لازم برای گردآوری داده‌های مربوط به مدل‌یابی معادلات ساختاری بسیار با اهمیت است. بر اساس قاعده سرانگشتی کلاین حجم نمونه برابر با 240 نفر تعیین شد (برای جلوگیری از ریزش حجم نمونه تعداد 260 پرسشنامه توزیع گردید) که این نمونه به شیوه نمونه‌گیری خوشه‌ای انجام شد. ملاک‌های ورود به پژوهش، تمایل به شرکت در پژوهش و رضایت آگاهانه، تحصیل در دانشگاه کوثر بجنورد بود و ملاک‌های خروج، پاسخدهی ناقص به پرسشنامه‌ها و عدم تمایل به همکاری در پژوهش بود. به منظور انتخاب نمونه و اجرای پژوهش از میان دانشکده‌ها دو دانشکده‌ی علوم پایه و دانشکده علوم انسانی انتخاب شدند. سپس از بین کلاس‌های دانشکده چند کلاس به صورت تصادفی و بر اساس لیست واحد آموزش انتخاب گردید. پرسشنامه‌ها به صورت آنلاین تحت وب در گروه‌های درسی دانشجویان منتشر شد و تا زمان دستیابی به حجم نمونه مطلوب، ادامه یافت. به منظور رعایت اصول اخلاقی، فرم موافقت برای همکاری در پژوهش توسط آنها تکمیل شد و پژوهشگر به آنها اطمینان داد که کلیه مطالب ارائه شده در نتایج پرسشنامه‌ها محرمانه خواهد بود. همچنین پرسشنامه‌ها بی‌نام و بر اساس یک کد تصادفی ثبت می‌شد. ابتدا داده‌ها برای نرمال بودن توسط آزمون کولموگروف_اسمیرنف نرم افزار SPSS نسخه 22 بررسی شد، چون داده‌ها نرمال بودند، برای بررسی ابتدا ارتباط بین متغیرها از همبستگی پیرسون استفاده شد و برای بررسی فرضیه اصلی و نقش میانجی از نرم‌افزار AMOS استفاده شد. جهت برازش مدل از مدل‌سازی محاسبات ساختاری با استفاده از روش بیشینه برآورد و بوت استرپینگ استفاده شد.
ابزارهای پژوهش
الف)پرسشنامه تقلب تحصیلی[24](AFQ): پرسشنامه تقلب تحصیلی توسط استفنز و گلباج (2007) طراحی و اعتباریابی شده است، این پرسشنامه شامل 44 گویه بسته پاسخ بر اساس طیف پنج درجه‌ای لیکرت (خیلی زیاد=1 و هرگز=5) می‌باشد و دامنه نمرات پرسشنامه بین 44 تا 220 است و نمرات بالاتر بیانگر گرایش به تقلب تحصیلی است. پرسشنامه چهار مولفه ادراک تقلب همسالان، باور به تقلب، خنثی‌سازی مسئولیت و رفتار تقلب را مورد سنجش قرار می‌دهد (بلودگود و همکاران، 2009). پایایی کل پرسشنامه در پژوهش استنفز و گلباخ (2007) با روش دونیمه‌سازی 76/0 به دست آمد. همچنین پایایی پرسشنامه در پژوهش ربانی (1396) 89/0به دست آمده است.
ب)پرسشنامه باورهای غیرمنطقی[25](IBQ-40): این پرسشنامه توسط جونز در سال 1968 جهت ارزیابی باورهای غیرمنطقی ساخته شد و از 40 سوال و چهار خرده مقیاس درماندگی در برابر تغییر، توقع تایید از دیگران، اجتناب از مشکل، بی‌مسئولیتی‌هیجانی تشکیل یافته است که در یک طیف لیکرت 5 درجه‌ای (کاملا مخالف=1؛ کاملا موافق=5) اندازه‌گیری می‌شود. دامنه نمرات پرسشنامه بین 40 تا 20 قرار دارد و کسب نمره بالاتر در این پرسشنامه نشان‌دهنده باورهای غیرمنطقی بالاتر است (جونز، 1968). جونز (1968) همسانی درونی پرسشنامه باورهای غیرمنطقی را بین 45/0 تا 72/0ضریب بازآزمایی آن را برابر با 92/0 و همچنین روایی همزمان آن را با مشکلات روانپزشکی 61/0 گزارش کرد. عبادی و معتمدی (1384)، برای اولین بار در کشور ما به بررسی ویژگی‌های روانسنجی این پرسشنامه پرداختند و پایایی خرده مقیاس‌های درماندگی در برابر تغییر، توقع تایید از دیگران، اجتناب از مشکل و بی‌مسئولیتی‌هیجانی را به وسیله ضریب آلفای کرونباخ به ترتیب 80/0، 81/0، 73/0 و 75/0 به دست آورند و پایایی کل آن را با روش دونیمه‌سازی 76/0 برآورد کردند. ضریب آلفای کرونباخ در پژوهش شیخ و همکاران (1401) 81/0 به دست آمد.
ج)نسخه کوتاه مقیاس خودکنترلی[26](SCS): تانجی، بامیستر و بون (2004) به منظور سنجش گرایش خودکنترلی، مقیاس خودکنترلی را طراحی نمودند. نسخه اصلی مقیاس خودکنترلی 36 گویه را در بر می‌گیرد. نسخه کوتاه این مقیاس متشکل از 13 گویه است که ساختاری دو عاملی شامل خودکنترلی بازدارنده و خودکنترلی اولیه دارد. مقیاس خودکنترلی به صورت لیکرت 5 گزینه‌ای پاسخدهی و نمره‌گذاری می‌شود. دامنه نمرات در این مقیاس 13 تا 65 است که نمرات بالاتر بیانگر خودکنترلی بیشتر است. تانجی، بامیستر و بون (2004) همسانی درونی نسخه کوتاه مقیاس را در دو مطالعه به ترتیب 83/0 و 85/0 بیان می‌کنند. نتایج حاکی از اعتبار بازآزمایی مناسب مقیاس خودکنترلی بود (87/0r=). همچنین همبستگی مناسب مقیاس با ابزارهای مطلوبیت اجتماعی، اختلال خوردن، مصرف الکل، عزت‌نفس، کمال‌گرایی و نشانه‌های بالینی حاکی از روایی خوب مقیاس خودکنترلی بود. در ایران موسوی مقدم و همکاران (1394) با استفاده از آلفای کرونباخ، همسانی درونی خوب مقیاس را گزارش می‌دهند (84/0r=). در پژوهش زینعلی و همکاران (1399) ضریب آلفای کرونباخ 83/0 به دست آمد.
د)پرسشنامه اضطراب[27](BAI): پرسشنامه سنجش اضطراب بک، توسط دکتر بک (بنیان‌گذار شناخت درمانی) و همکارانش در سال 1988 تدوین شد. این پرسشنامه برای سنجش میزان اضطراب طراحی شده است و شامل 21 عبارت است که در برابر هر عبارت، چهار گزینه جهت پاسخ وجود دارد. هر عبارت بازتاب یکی از علایم اضطراب است که معمولا افرادی که از نظر بالینی مضطرب هستند یا کسانی که در وضعیت اضطراب انگیز قرار می‌گیرند، تجربه می‌کنند. دامنه نمرات پرسشنامه بین 21 تا 84 است نمرات بالاتر بیانگر اضطراب بیشتر است. مطالعات انجام شده نشان می‌دهد که این پرسشنامه از پایایی بالایی برخوردار است، ضریب همسانی درونی آن 92/0، پایایی آن با روش بازآزمایی به فاصله یک هفته 75/0 و همبستگی سوالات آن از 3/0 تا 76/0 متغیر است (بک و همکاران، 1988). پرسشنامه اضطراب بک در پژوهش وزیری و همکاران (1394) با روایی 72/0، پایایی 83/0 و همسانی درونی 92/0 قابل دفاع است.
یافته‌ها
یافته‌های جمعیت‌شناختی نشان داد که میانگین سنی آزمودنی‌ها 6/22 سال و انحراف‌معیار سن آنها 3/1 بود. 5/71 از شرکت‌کنندگان در پژوهش مجرد و 5/28 متاهل بودند. از میان شرکت‌کنندگان در پژوهش 1/22 نفر در رشته حسابداری، 4/12زبان و ادبیات فارسی، 2/24 علوم قرآن و حدیث، 1/15 آموزش زبان انگلیسی، 5/11 شیمی، 1/9 زیست‌شناسی و 6/5 در رشته جغرافیا مشغول به تحصیل بودند. ضرایب همبستگی متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه شده است.
جدول 1. ماتریس همبستگی بین متغیرهای گرایش به تقلب، باورهای غیرمنطقی و خودکنترلی با اضطراب
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
|
1.گرایش به تقلب |
- |
|
|
|
|
|
|
|
2.اضطراب |
*453/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
3.درماندگی در برابر تغییر |
*312/0 |
*379/0 |
- |
|
|
|
|
|
4.توقع تایید |
*163/0 |
*291/0 |
092/0 |
- |
|
|
|
|
5.اجتناب از مشکل |
072/0 |
036/0 |
*153/0 |
051/0 |
- |
|
|
|
6.بی‌مسئولیتی‌هیجانی |
*311/0 |
072/0 |
097/0 |
*463/0- |
*411/0 |
- |
|
|
7.خودکنترلی |
*267/0- |
*314/0- |
*265/0- |
*362/0 |
*290/0- |
*196/0- |
- |
نتایج جدول 1 نشان می‌دهد که متغیر گرایش به تقلب با اضطراب، و از میان خرده مقیاس‌های باورهای غیرمنطقی با درماندگی برای تغییر، توقع تایید، بی‌مسئولیتی‌هیجانی همبستگی مثبت و با خودکنترلی همبستگی منفی و معنادار دارد (01/0>P). اما با خرده مقیاس اجتناب از مشکل همبستگی معناداری ندارد. نرمال بودن متغیرهای تحقیق با آزمون کولموگروف اسمیرنف ارزیابی شد. نتایج نشان داد سطح معنی‌داری متغیرهای پژوهش بیشتر از 05/0 است، که نشان‌دهنده توزیع نرمال این متغیرها است. نتایج حاصل از نمودار جعبه‌ای برای بررسی مفروضه داده‌ها پرت نشان داد که از بین 260 پرسشنامه 7 داده در کرانه بالا و 5 داده در کرانه پایین قرار داشتند که در نهایت این 12 داده حذف شدند و تحلیل نهایی بر روی 248 پرسشنامه انجام شد. برای بررسی روابط خطی بین متغیرها از روش ترسیم نمودار پراکندگی استفاده شد. نتایج حاصل از نمودار پراکندگی نشان داد که رابطه بین متغیرها خطی است. برای بررسی عدم وجود همخطی چندگانه از آماره تحمل و عامل افزایش واریانس (VIF) استفاده شد که نتایج نشان داد آماره‌های تحمل و عامل افزایش واریانس برای هیچ کدام از متغیرها به ترتیب از 1/0 کوچکتر و از 10 بزرگتر نبود، بنابراین همخطی چندگانه در بین متغیرهای پیش‌بین مشاهده نشد. نتایج حاصل از دوربین واتسون (DW) روشی برای تشخیص همبستگی در باقی مانده‌های تحلیل مدل رگرسیونی نشان داد که دامنه نمرات این آزمون بین 1 تا 95/1 بود، بنابراین مفروضه استقلال داده‌ها به درستی رعایت شده است. همچنین شاخص‌های برازندگی مدل پژوهش در جدول 2 ارائه شده است.
جدول 2. شاخص‌های برازندگی مدل پژوهش
|
نام شاخص |
مقادیر |
دامنه قابل قبول |
|
کای اسکوئر نسبی (CMIN/DF) |
22/1 |
حداکثر 2 |
|
شاخص نیکویی برازش (GFI) |
96/0 |
بزرگتر از 95/0 |
|
شاخص نیکویی برازش تعدیل شده (AGFI) |
91/0 |
بزرگتر از 80/0 |
|
شاخص نیکویی برازش هنجار شده (NFI) |
92/0 |
بزرگتر از 95/0 |
|
شاخص برازش تطبیقی (CFI) |
94/0 |
بزرگتر از 90/0 |
|
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد شده (RMSEA) |
033/0 |
کمتر از 05/0 |
نتایج به دست آمده نشان می‌دهد که، مقدار کای اسکوئر به دست آمده در این مدل برابر با 78/341 است و با توجه به درجه آزادی 267 برای مدل، میزان کای اسکوئر به درجه آزادی برابر با 22/1 است که کمتر از 2 است و بنابراین نشان می‌دهد که مدل از برازش خوبی برخوردار است. شاخص برازش تطبیقی این پژوهش معادل 94/0 می‌باشد، بنابراین طبق این شاخص می‌توان نتیجه گرفت که مدل دارای برازش مطلوبی می‌باشد. مقدار شاخص برازندگی هنجار شده در این مدل 92/0 است که نشان‌دهنده برازش خوب مدل با داده‌ها است. شاخص برازندگی افزایشی به دست آمده برای مدل برابر 91/0 است، و چون بیشتر از مقدار ملاک است، پس می‌توان برازش این مدل را با استفاده از این شاخص نیز پذیرفت.
جدول 3. ضرایب استاندارد مسیرهای الگوی نهایی (اصلاح شده)
|
مسیر |
ضرایب استاندارد |
خطای معیار |
نسبت بحرانی |
معناداری |
|
باورهای غیرمنطقی----> اضطراب |
22/0 |
02/0 |
04/9 |
001/0 |
|
باورهای غیرمنطقی ----> گرایش به تقلب |
38/0 |
14/0 |
38/2 |
000/0 |
|
خودکنترلی----> اضطراب |
53/0- |
16/0 |
99/4 |
001/0 |
|
خودکنترلی ----> گرایش به تقلب |
19/0- |
01/0 |
76/2 |
000/0 |
با استناد به جدول 3 می‌توان ضرایب استاندارد کلیه مسیرها و مقادیر بحرانی را در الگوی نهایی مشاهده کرد. نتایج حاصل از روابط مستقیم در مدل نهایی (اصلاح شده) نشان می‌دهد که بین باورهای غیرمنطقی با اضطراب و گرایش به تقلب و بین خودکنترلی رابطه مثبت و معنادار، بین خودکنترلی با اضطراب و گرایش به تقلب رابطه منفی و معنادار وجود دارد. در ادامه نتایج حاصل از روابط واسطه‌ای با استفاده از آزمون بوت استرپ در جدول 4 نشان داده شده است. در این جدول منظور از داده، اثر غیرمستقیم در نمونه اصلی؛ و بوت، میانگین برآوردهای اثرغیرمستقیم در نمونه‌های بوت استرپ است. همچنین در این جدول سوگیری، بیانگر تفاضل بین داده و بوت و خطای معیار نیز نشان‌دهنده انحراف‌معیار برآوردهای غیرمستقیم در نمونه‌های بوت است.
جدول 4. نتایج آزمون بوت استرپ برای مسیرهای غیرمستقیم الگوی نهایی
|
مسیر |
شاخص |
معنی‌داری |
|||||
|
داده |
بوت |
سوگیری |
خطا |
حد پایین |
حد بالا |
||
|
درماندگی در برابر تغییر به گرایش به تقلب در امتحان از طریق اضطراب |
0315/0 |
0316/0 |
001/0 |
0047/0 |
0217/0 |
0411/0 |
001/0> |
|
توقع تایید از دیگران به گرایش به تقلب در امتحان از طریق اضطراب |
0443/0 |
0444/0 |
002/0 |
0076/0 |
0302/0 |
0605/0 |
001/0> |
|
اجتناب از مشکل به گرایش به تقلب در امتحان از طریق اضطراب |
0508/0 |
0509/0 |
003/0 |
0173/0 |
0259/0 |
0691/0 |
006/0> |
|
بی‌مسئولیتی‌هیجانی به گرایش به تقلب در امتحان از طریق اضطراب |
1249/0 |
1251/0 |
001/0 |
0210/0 |
0819/0 |
1637/0 |
008/0> |
|
خودکنترلی به گرایش به تقلب در امتحان از طریق اضطراب |
0325/0 |
0327/0 |
002/0 |
0055/0 |
0231/0 |
0459/0 |
001/0> |
نتایج آزمون بوت استرپ نشان داد که اثر غیرمستقیم درماندگی در برابر تغییر، توقع تایید از دیگران، به تقلب در امتحان از طریق اضطراب بر ترتیب برابر 0316/0، 0444/0 بود و اثر غیرمستقیم خودکنترلی به گرایش به تقلب در امتحان از طریق اضطراب برابر 0327/0 به دست آمد که از لحاظ آماری معنادار بودند.
بحث و نتیجه‌گیری
هدف از پژوهش حاضر تدوین مدل علی گرایش به تقلب در امتحان بر اساس باورهای غیرمنطقی و خودکنترلی با میانجی‌گری اضطراب بود. نتایج نشان داد شاخص اعتبار مشترک به دست آمده در این تحقیق برابر با 51/0 می‌باشد که می‌توان اظهار داشت که شاخص کلی برازش مدل بسیاری قوی می‌باشد علاوه بر این، نتایج نشان داد در این مدل از میان باورهای غیرمنطقی، درماندگی برای تغییر، توقع به صورت مستقیم و غیرمستقیم با میانجی‌گری اضطراب بر گرایش به تقلب اثر می‌گذارند. نتایج این یافته با نتایج مطالعات وازیمالی (1401)، بایلری و همکاران (1395)، تاس و تکایا (2020) و راجرز و لوکی (2019) همسو می‌باشد.
در تبیین این یافته می‌توان گفت که باور غیرمنطقی درماندگی نسبت به تغییر منجر می‌شود که دانشجو تمایلی به ایجاد تغییر نداشته باشد زیرا لازمه تغییر، زیر سوال بردن تجارب و افکار گذشته است و کنکاش در گذشته باعث ایجاد تنش در این افراد می‌گردد و از آنجایی که این باور غلط و رفتار ناشی از آن فرد را دچار مشکلات عدیده‌ای می‌کند، تا حد امکان امور را به تعویق انداخته و تا جایی که ممکن است به اهمال‌کاری خود ادامه می‌دهد که این اهمال‌کاری نیز پیامدهای ناخوشایندی برای آنها به دنبال دارد و برای آنها دشوار است که به خشنودی دست یابند. از سوی دیگر از آنجایی که در برخورد با رویدادهای زندگی توانایی شناسایی شیوه‌های سالم را ندارند، در واکنش فعال نسبت به چالش‌های زندگی با دشواری روبه‌رو خواهند شد و در دوران تحصیل موجب گرایش دانشجویان به تقلب تحصیلی می‌شود (تاس و تکایا، 2020). همچنین بروز احساس درماندگی برای تغییر منجر می‌شود افراد از روبه‌رو شدن با اتفاقات جدید به دلیل احتمال شکست پرهیز کنند، از تصمیم‌گیری‌های جدید گریزان باشند، بر این باور باشند که برای انجام دادن هر کاری فقط یک راه درست و صحیح وجود دارد در آن صورت آنها دچار اضطراب و نگرانی شدید می‌شوند، همیشه در مورد وضعیت خود نگران می‌شوند، خود را یک فرد شکست خورده تلقی می‌کنند، بیشتر جنبه‌های منفی و نیمه خالی لیوان را در زندگی خود می‌بینند و همین عامل می‌تواند باعث شود که دانشجویان به دنبال اثبات شایستگی خود، تقلب را شیوه‌ای مناسب برای نیل به هدف بدانند (وازیمالی، 1401). از دیگر سو توقع تایید شدن از سوی دیگران منجر می‌شود که افراد که به بی‌نقص بودن کارها فکر می‌کنند، همیشه در حال تجربه کردن اضطراب هستند. زیرا از این می‌ترسند که کارشان مطلوب واقع نشود و این مساله منجر به ایجاد ترس از ارزیابی منفی می‌گردد و با افزایش باورهای غیرمنطقی بر میزان کمال‌گرایی منفی افزوده می‌شود. چنین افرادی با احساس اضطراب و اعتماد نداشتن به توانایی‌های خود یاد می‌گیرد که برای حفظ اعتبار و احترام خود در جهت خشنودی و به دست آوردن خرسندی دیگران گام بردارد و به خاطر عقب نماندن از دیگران در زمینه ارتقاء یا تبدیل وضعیت، دست زدن به بسیاری از رفتارهای غیرصادقانه علمی را مجاز می‌دانند. رفتارهایی همچون؛ کپی کردن بدون اجازه، نقل و قول بدون استناد، دستکاری داده‌ها را مجاز می‌دانند و به احتمال زیاد در امتحان و نیز انجام کارهای علمی، تمایل بیشتری به کارهای غیر صادقانه و تقلب تحصیلی خواهند داشت؛ به عبارتی وقتی فشارهای زیادی را در قالب انتظارات و توقعات از او، احساس کند و حس کند که نمی‌تواند از عهده این فشارها برآید و انتظارات اساتید، همکلاسان، والدین، و حتی خود را خارج ازتوان واقعی و یا ادراک شده خود بداند، برای اینکه کم نیاورد و حس اعتماد و ارزشمندی‌اش کاسته نشده و حفظ شود، دست به رفتارهای غیرصادقانه علمی، ازجمله تقلب در امتحان خواهد زد (بایلری و همکاران، 1395).
یافته دیگر پژوهش نشان داد که خودکنترلی به صورت مستقیم و غیرمستقیم از طریق واسطه‌گری اضطراب بر گرایش به تقلب تحصیلی تاثیرگذار است. نتایج این یافته با مطالعات زینعلی و همکاران (1399)، ویلمز و همکاران (2019) و فارید (2017) همسو بود. این یافته اینگونه تبیین می‌شود که افراد با خودکنترلی پایین گرایش به تکانشی بودن، حساس بودن و خطرپذیری و درگیری در فعالیت‌های خلاف قانون دارند؛ چرا که این عامل، خشنودی فوری را برای افراد به ارمغان می‌آورد و علاوه بر آن افراد قادر به کنترل احساسات خود نیستند و نمی‌توانند آنها را مدیریت کنند، همچنین باعث می‌شود که این افراد شرایط خودتنظیمی ضعیف را حفظ کرده و قادر نباشند خود را بر اساس استانداردهای اجتماعی کنترل کنند و در نهایت همکاری سازنده‌ای در جامعه نخواهند داشت و این ضعف مدیریت، گرایش به تقلب را افزایش می‌دهد (لی و همکاران، 2019). از سوی دیگر ناتوانی در خودکنترلی منجر به این مسئله می‌شود که نوجوانان دچار تعارض شوند و قادر به مهار رفتارهایشان در برابر هیجانات ناشی از تعارضات نمی‌باشند و با این احساس که نمی‌توانند هیجاناتشان را کنترل کنند، همواره با ناامیدی، افسردگی و بی‌علاقگی به مقابله با موقعیت‌های تعارض‌آمیز پرداخته و این دور باطل موجب افزایش فشار روانی می‌شوند. در نتیجه‌ی این هیجانات، فرد دچار احساس منفی از خود می‌شود، در فعالیت‌های درسی با تنش روبه‌رو می‌شود و باوری کاذب از توانایی‌هایش پیدا می‌کند و این روند باعث مبادرت به تقلب می‌شود (ویلمز و همکاران، 2019).
از جمله محدودیت‌های این پژوهش می‌توان به محدود بودن جامعه آماری پژوهش به دانشجویان دانشگاه کوثر بجنورد اشاره نمود. بنابراین پیشنهاد می‌شود این پژوهش در دیگر شهرها و بر روی دانشجویان پسر هم انجام شود تا قابلیت تعمیم‌پذیری آن افزایش یابد. با توجه به اینکه نشان داده شد باور غیرمنطقی درماندگی نسبت به تغییر و توقع تایید از سوی دیگران بر تقلّب تحصیلی اثرگذار است؛ لذا پیشنهاد می‌شود که اساتید تعاملات و فعالیت‌های آموزشی و تربیتی در محیط کلاس را طوری طراحی، برنامه‌ریزی و اجرا کنند که دانشجویان ادراکات مثبتی از خود داشته باشند و دست‌اندرکاران آموزشی نسبت به پرورش و ارتقاء سطح خودکنترلی آنها اقدام نمایند. با توجه به نقش میانجی‌گری اضطراب، برنامه‌ریزی و اجرای آموزش، با هدف کاهش اضطراب ضروری است. علاوه بر آموزش، اجرای اقدام پژوهی‌ها و مطالعات موردی مرتبط در دستیابی بهتر به اهداف مورد نظر مفید است.
تشکر و قدردانی
نویسندگان این مقاله بر خود لازم می‌دانند از کلیه افراد مشارکت‌کننده در این پژوهش کمال تشکر و قدردانی را به عمل آورند.
منابع مالی
این پژوهش از طرف دانشگاه کوثر بجنورد، با شماره قرارداد طرح پژوهشی (0109071662) حمایت شده است.
[1]. Cheating
[2]. Zhou, Dong
[3]. Zhou
[4]. Stevens
[5]. Forgaz
[6]. Sayo, Kliger
[7]. anxiety
[8]. Sagar
[9]. Simard
[10]. Votia
[11]. Irrational beliefs
[12]. Serin & Rosenfeld
[13]. Doro & Balkis
[14]. Elice
[15]. Rogers & Loki
[16]. Allen
[17]. Dice & Takaya
[18]. Self-control
[19]. Wang
[20]. Lee
[21]. Feng
[22]. Willems
[23]. Farid
[24]. Academic fraud questionnaire
[25]. Questionnaire of irrational beliefs
[26]. Short version of self-control scale
[27]. Anxiety questionnaire
- افضلی، افشین؛ قشمی، محمدامین؛ و هندی‌ورکانه، علی. (1399). تدوین مدل پیش بینی گرایش به تقلب در دانشجویان بر اساس متغیرهای تحصیلی. فصلنامه روان شناسی تربیتی، 16(56): 96-75.
- الوندی، حمیرا؛ و صدیق، هلن. (1399). پیش بینی بهزیستی اجتماعی و اعتماد اجتماعی از طریق باور به دنیای عادلانه در مراجعین به مراکز مشاوره. پژوهش‌های روانشناسی اجتماعی، 10(37): 12-1.
- بایلری، رسول؛ نجوی، اسماعیل؛ خوجم لی، مسعود؛ و پرمرزه، مصطفی. (1395). بررسی رابطه اضطراب و نوع نگرش به تقلب در دانش آموزان دبستان جمیل شهرستان گنبد کاووس، کنفرانس ملی دانش و فناوری روانشناسی، علوم تربیتی و جامعه روانشناسی ایران، تهران.
- پاک منش، ناهید؛ و جاودان، موسی. (1399). پیش‌بینی عملکرد تحصیلی از طریق خودکنترلی، خودمختاری و خودآگاهی در دانش‌آموزان دوره‌ی دوم متوسطه‌ی شهرستان بندرعباس. دوفصلنامه راهبردهای شناختی در یادگیری، 8(14): 55-37.
- حسینی، سید محمدجواد. (1400). بررسی رابطه دینداری و نگرش‌‌های مذهبی با گرایش به تقلّب در امتحان بین دانشجویان. پژوهش در آموزش معارف و تربیت اسلامی، 2(1): 44-27.
- خرسندپور، توران؛ رضاخانی، سیمین دخت؛ و شریفی، حسن پاشا. (1400). الگوی ساختاری باورهای غیرمنطقی بر اساس ویژگی‌های شخصیتی و عزت نفس در دانشجویان: نقش واسطه‌ای تفکر انتقادی. فصلنامه علمی پژوهشی علوم روانشناختی، ۲۰(۱۰۱): ۷۸۶-۷۷۵.
- ربانی، زینب. (1396). بررسی عوامل موثر بر تقلب تحصیلی با رویکردی انگیزشی: آزمون مدل علی، مجله روانشناسی، 81(21): 37-23.
- زینعلی، فهیمه؛ صیدی، محمد سجاد؛ و مرادی فرد، روژین. (1399). رابطه کیفیت ارتباط والد ـ فرزندی با خودکنترلی دانش آموزان با واسطه‌گری ارتباط مبتنی بر حل مسئله؛ ارائه یک الگوی علّی. فصلنامه فرهنگی تربیتی زنان و خانواده، 15(52): 23-7.
- سبزیان، سعیده؛ قدم پور، عزت اله؛ و میردریکوند، فضل الله. (1398). ارائه مدل علّی درگیری تحصیلی و اخلاق تحصیلی با تقلب تحصیلی: نقش میانجی‌گری خودکارآمدی تحصیلی. روان شناسی مدرسه و آموزشگاه، 8(4): 155-131.
- شیخ، سجاد؛ خوش کنش، ابوالقاسم؛ پورابراهیم، تقی؛ و پوردل، مژگان. (1401). مقایسه نگرش و گرایش به ارتباط قبل از ازدواج، باورهای غیرمنطقی و خود بازداری در دانشجویان دختر و پسر. پژوهش های مشاوره، ۲۱(۸۱): ۲۲۹-۲۱۱.
- صادقی، عباس؛ افقی، نادر؛ بنا پور حمیدی، محمد حسن؛ و امامی، فاطمه. (1396). بررسی عوامل مرتبط با اقدام به تقلب در بین دانشجویان مؤسسات آموزش عالی شهرستان رشت. پژوهش های راهبردی مسائل اجتماعی ایران، 6(4): 35-52.
- گلبابائی، سروش؛ برهانی، خاطره؛ برهانی، حامد؛ و جامعی، مانا. (1402). پیش‌بینی تصمیم‌گیری اخلاقی کادر د‌‌رمان در شرایط غیرقطعی بر اساس مواجهه با مرگ، احتمال ابتلا و رضایت شغلی: نقش میانجی‌گری اضطراب. پژوهش‌های روانشناسی اجتماعی، 13(49): 14-1.
- مستشاری، الهام؛ مهریار، امیرهوشنگ؛ سهرابی، نادره؛ و جاویدی، حجت الله. (1399). پیش بینی خودآسیب رسانی در دختران نوجوان براساس باورهای غیرمنطقی، دشواری در تنظیم هیجانی و حمایت اجتماعی. پژوهشنامه مددکاری اجتماعی، 7(26): 180-147.
- موسوی مقدم، سیدرحمت اله؛ هوری، سهیلا؛ امیدی، عباس؛ و ظهیری خواه، ندا. (1394). بررسی رابطه هوش معنوی با خودکنترلی و مکانیسم‌های دفاعی در دانش‌آموزان دختر سال سوم متوسطه . فصلنامه علوم پزشکی دانشگاه آزاد اسلامی تهران، ۲۵(۱): ۶۴-۵۹.
- وازیمالی، مریم. (1401). رابطه افسردگی، اضطراب، استرس و نگرانی با عملکرد تحصیلی دانش آموزان پایه ششم ابتدایی شهرستان جویبار. پژوهش های کاربردی در مدیریت و علوم انسانی، 3(6): 96-88.
- وزیری، شهرام؛ لطفی کاشانی، فرح؛ زین العابدینی، نیلوفر؛ و زین العابدینی، سیده نرگس. (1394). اثر بخشی نظم بخشی رفتار برکاهش اضطراب زنان مبتلا به سرطان پستان. فصلنامه علمی- پژوهشی روانشناسی سلامت، 4(13): 62-53.
- Allen, MS., El-Cheikh, S., & Turner, M. J. (2017). A longitudinal investigation of irrational beliefs, hedonic balance and academic achievement. Learning Individual Differences, 58(1): 41-45.
- Beck, A., Epstein, N., Brown, G., & Steer, R.A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. J Consult Clin Psychol, 56(1): 893-897.
- Bloodgood, J., Turnley, W., & Mudrack, P. (2008). The influence of ethics instruction, religiosity, and intelligence on cheating behavior. Journal of Business Ethics, 82(3): 557-571.
- Duru, E., Balkıs, M. (2021). Childhood trauma, depressive symptoms and rational /irrational beliefs. A moderated mediation model. In Curr Psychol, 96(2): 358.
- Esteves, G., Oliveira, L., Andrade, J., Menezes, M. (2021). Dark triad predicts academic cheating. Personality and Individual Differences, 171(3), 513-521.
- Ellis, A. (2001). Overcoming destructive beliefs, feelings, and behaviors. Amherst, NY: Prometheus Books.
- Forgas, R., Lancaster, T., Sastre, Negre, S. (2021). Exam cheating and academic integrity breaches during the COVID-19 pandemic: An analysis of internet search activity in Spain. Society and Politics, 7(10): 823-933.
- Feng, Y., Meng, D., Guo, J., Zhao, Y. (2022). Bedtime procrastination in the relationship between self-control and depressive symptoms in medical students: From the perspective of sex differences. Sleep Medicine, 95(7): 84-90.
- Farid, A. (2017). The Role of Academic Self-Handicapping, Disruptive Behaviors and Perception of Classroom Goal Structure in Academic Cheating of Pharmacy Students. Iranian Journal of Medical Education. 17(1): 288-297
- Jones, R. (1968). A factored measure of Ellis' irrational belief system with personality and maladjustment correlates. A thesis for the degree of Doctor of Philosophy, Texas Tech University.
- Li, J. B., Willems, Y. E., Stok, F. M., Deković, M., Bartels, M., & Finkenauer, C. (2019). Parenting and self-control across early to late adolescence: A three-level meta-analysis. Perspectives on Psychological Science, 14(6): 967-1005.
- Rogers, J., Luke, M. (2019). Supervisee Attachment, Cognitive Distortions, and Difficulty WithCorrective Feedback. In Counselor Education and Supervision 58(1): 18–32.
- Siev, S., Kliger, D. (2019). Chapter 2.5 - Cheating in academic exams: A field study. Dishonesty in Behavioral Economics, 6(1): 111-140.
- Saggar, M., Bruno, J., Gaillard, C., Claudino, L., Ernst, M. (2022). Neural resources shift under Methylphenidate: A computational approach to examine anxiety-cognition interplay. NeuroImage, 264(1): 968-979.
- Simard, C., Plante, I., Duchesne, S., Chaffee, K. (2022). The mediating role of test anxiety in the evolution of motivation and achievement of students transitioning from elementary to high school. Contemporary Educational Psychology, 71(10): 211-226.
- Serine, A., Rosenfield, B. (2020). The Relationship between Cognitive Distortions and Adult Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder after Accounting for Comorbidities and Personality Traits. In Cognitive therapy and research 44(5): 967–976.
- Stephens, J. M., & Gehlbach, H. (2007). Under pressure and underengaged: Motivational profiles and academic cheating in high school. Psychology of academic cheating, 2(1): 107-139.
- Tas, Y., Tekkaya, C. (2020). Personal and Contextual Factors Associated With Students’ Cheating in Science. The Journal of Experimental Education, 78(4): 440- 463.
- Tangney, J. P., Baumeister, R. F., & Boone, A. L. (2004). High self‐control predicts good adjustment, less pathology, better grades, and interpersonal success. Journal of Personality, 72(2): 271-324.
- Wauthia, E., Lefebvre, L., Huet, K., Blekic, W., El Bouragui, K., & Rossignol, M. (2019). Examining the Hierarchical Influences of the Big-Five Dimensions and Anxiety Sensitivity on Anxiety Symptoms in Children. Frontiers in psychology, 10(1): 1185.
- Willems, Y. E., Zeeuw, E. L., van Beijsterveldt, C. E., Boomsma, D. I., Bartels, M., & Finkenauer, C. (2019). Out of Control: Examining the Association between Family Conflict and Self-Control in Adolescence in a Genetically Sensitive Design. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 11(2): 48-59.
- Wang, L., Guo, Y., Liu, Y., Yan, X., Ding, R. (2022). The effects of a mobile phone-based psychological intervention program on stress, anxiety and self-efficacy among undergraduate nursing students during clinical practice: A randomized controlled trial. Journal of Professional Nursing, 42(11): 219-224.
- Zhao, L., Peng, J., Dong, L. (2022). Academic cheating interferes with learning among middle school children. Journal of Experimental Child Psychology, 226(2): 56-65.
- Zhao, L., Mao, H., Compton, B., Peng, J. (2022). Academic dishonesty and its relations to peer cheating and culture: A meta-analysis of the perceived peer cheating effect. Educational Research Review, 36(6): 129-137.
)