1 引言
考试作弊是公认的不道德行为，它的发生不仅有违考试的公平性(胡佳琪 等, 2020)，还会对个体的学业和心理健康造成负面影响(Jenkins et al., 2023; Stoesz et al., 2023)。研究发现，约25%的小学生和超过一半的中学生报告在学业上有过作弊行为(Zhao et al., 2024; Zhao et al., 2023)，Ramberg和Modin(2019)在对4259名中学生的调查研究中显示，近三分之一的学生报告在本学年至少作弊过一次；还有超过半数的学生在实施作弊行为时，都未意识到这属于作弊行为(Waltzer et al., 2023)。过往研究或是考察学生过去的作弊行为，或是使用问卷测量得到作弊行为意向以代替实际的作弊行为，这对学生的作弊行为及其行为意向的考察都存在一定的局限。作弊行为意向作为学生作弊行为产生的直接前因，其产生原因和内在机制还需要进一步探讨。杜金等人(2011)在计划行为理论的基础上(段文婷, 江光荣, 2008; Ajzen, 2020)，将学生作弊的发生过程归纳为作弊行为态度、主观规范和知觉行为控制三个方面，以此评定学生作弊行为意向。在现实生活中，学生的作弊行为主要集中发生在考试或测验的过程中，基于此，本研究将作弊行为意向操作化定义为：在考试或测验中个体所产生的通过采取与考试要求相违背的手段，以提高自己或他人的答题能力，从而获得更高得分的行为倾向。
社会认知理论认为，个体行为的产生与其所处的环境有直接或间接的关联。Kohlberg(1971)在研究中指出团体道德氛围和规范对团体成员的道德行为有重要影响。学校是学生最主要的活动场所，学校道德氛围对其道德行为有直接影响。学校道德氛围是指教师、学生和环境彼此交互作用所形成的调控学校及班级社会关系、影响学生道德发展的规范和价值观系统(胡颖慧, 2010)。感受到良好学校道德氛围的学生会观察并模仿他人的亲社会行为，自觉产生抑制违规行为的意识(杜秀莲, 高静, 2019)。在良好学校道德氛围的影响下，个体对作弊这一违规行为会产生抑制与排斥意识。虽然尚未有研究证实学校道德氛围与作弊行为意向的关系，但研究发现，环境中他人作弊会导致自身作弊(Błachnio & Weremko, 2012)。据此，本研究推测学校道德氛围与学生作弊行为意向有关，提出假设H1：学校道德氛围负向预测作弊行为意向。
个体道德行为的产生不仅受外在环境的影响，还受到自身认知因素制约。社会认知理论指出，环境、个体主体的认知因素与行为三者之间存在着交互作用的关系。道德推脱作为个体特有的认知机制，被广泛用于解释各种不道德行为，它是指人们在违背道德标准时用来保持积极的自我概念和减少罪恶感的信念支持(Bandura, 1999, 2002)。一方面，个体道德推脱水平越高，越有可能在做出有违道德标准的行为时自我开脱，从而使原有的道德准则失效，心安理得地做出违反社会规则和道德标准的行为(潘超 等, 2024; Bandura, 2002)，相关研究表明，学生道德推脱可以预测学业诚信行为(Lingán-Huamán et al., 2024)。另一方面，道德推脱作为一种可塑的认知倾向，也会受校园氛围的影响(鲍振宙 等, 2023)。不同学校的道德氛围不尽相同，处于良好学校道德氛围中的个体，与老师、同伴关系融洽，道德推脱水平更低(王小凤 等, 2023)，不道德行为发生的可能性也更低。因此，群体所形成的道德氛围不仅直接作用于个体行为，还会通过个体的道德推脱影响道德行为。本研究以“环境→个体→行为”为路径，探究学校道德氛围、道德推脱和作弊行为意向的关系，提出假设H2：道德推脱在学校道德氛围与作弊行为意向的关系间起中介作用。
为明确学校道德氛围、道德推脱与初中生作弊行为意向三者间的关系，本研究在社会认知理论的框架下，通过问卷调查法与情境实验法探究初中生作弊行为意向背后的道德心理学机制。研究1通过问卷法探讨学校道德氛围、道德推脱与作弊行为意向的关系；研究2采用情境实验法操纵学校道德氛围，探究学校道德氛围和作弊行为意向的因果关系，并检验道德推脱的中介作用。
2 研究1：学校道德氛围、道德推脱与初中生作弊行为意向的相关研究
2.1 被试
采用整群抽样法对山东省某市的3所初中随机抽取10个班进行调查，共450名学生，回收有效问卷413份。其中，男生195名(47.22%)，女生218名(52.78%)；初一111人(26.88%)，初二144人(34.87%)，初三158人(38.25%)；被试平均年龄为14.33±0.97岁。
2.2 研究工具
2.2.1 学校道德氛围问卷
采用由胡颖慧(2010)编制的学校道德氛围问卷。问卷共63个题目，包括正义和关怀两个维度，各包含五个因子。采用Likert五点计分，总分越高表明个体感知到的学校道德氛围越好。本研究中，问卷的Cronbach’s α系数为0.96。验证性因子分析表明，模型拟合可接受，χ2/df=3.91，GFI=0.88，AGFI=0.81。
2.2.2 道德推脱问卷
采用由潘清泉和周宗奎(2010)修订的道德推脱问卷。问卷共18个题目，包括道德合理化、责任分散、有利对比、非人性化、结果歪曲和责任转移6个维度。采用Likert五点计分，得分越高表明被试道德推脱水平越高。本研究中，问卷的Cronbach’s α系数为0.76。验证性因子分析表明，模型拟合可接受，χ2/df=4.61，GFI=0.86，AGFI=0.80。
2.2.3 学生作弊行为意向量表
采用由徐云(2012)编制的学生作弊行为意向量表。问卷共21个项目，包括对作弊的行为态度、主观规范和知觉行为控制3个维度。采用Likert五点计分，得分越高表明被试参与作弊的可能性越低、越反对作弊。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.86。验证性因子分析表明，模型拟合可接受，χ2/df=5.54，GFI=0.81，AGFI=0.76。
2.3 施测程序
问卷调查由应用心理专业研究生担任主试，在正式调查前对主试进行培训。获得学校、学生本人及其监护人的知情同意后，由主试宣读指导语，保证所有人理解作弊行为概念，同时确保被试对问卷题目无疑义后开始收集数据。问卷作答完成后统一回收，调查过程中无该校老师在场，被试间无互动、独立作答。
2.4 数据处理
采用SPSS26.0对数据进行分析处理。
2.5 结果
2.5.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验共同方法偏差，结果发现共有26个特征根大于1的因子，第一个因子的解释量为24.24%，小于临界值40%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
2.5.2 相关分析
各变量描述统计与相关分析表明(表1 )，学校道德氛围与道德推脱(除责任分散维度外)呈负相关，与作弊行为意向呈正相关(作弊行为意向得分越高说明学生越反对作弊)，道德推脱(除责任分散维度外)和作弊行为意向呈负相关。
表1 各变量描述性统计和相关分析(n=413) |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
| 1.学校道德氛围 | 4.14±0.56 | ||||||||
| 2.道德推脱 | 1.81±0.49 | −0.38** | |||||||
| 3.道德合理化 | 1.83±0.79 | −0.18** | 0.73** | ||||||
| 4.责任分散 | 2.97±1.06 | 0.06 | 0.42** | 0.23** | |||||
| 5.有利对比 | 1.35±0.59 | −0.31** | 0.58** | 0.35** | −0.10* | ||||
| 6.非人性化 | 1.47±0.75 | −0.34** | 0.70** | 0.41** | −0.03 | 0.50** | |||
| 7.结果歪曲 | 1.55±0.74 | −0.38** | 0.69** | 0.41** | 0.06 | 0.42** | 0.46** | ||
| 8.责任转移 | 1.68±0.77 | −0.41** | 0.65** | 0.34** | 0.01 | 0.35** | 0.48** | 0.40** | |
| 9.作弊行为意向 | 4.30±0.53 | 0.57** | −0.41** | −0.26** | 0.05 | −0.39** | −0.37** | −0.39** | −0.33** |
注：*p<0.05，**p<0.01，以下同。 |
2.5.3 道德推脱的中介作用分析
采用PROCESS宏Model4(Hayes, 2009)，对性别、年龄等变量进行控制后，检验道德推脱的中介作用。结果表明(图1 )，学校道德氛围负向预测道德推脱(β=−0.10, t=−8.56, p<0.01)，正向预测作弊行为意向(β=0.16, t=11.63, p<0.01)，道德推脱负向预测作弊行为意向(β=−0.29, t=−5.28, p<0.01)。
采用Bootstrap法(重复抽样5000次，置信区间为95%)检验中介效应。结果表明(表2 )，道德推脱在学校道德氛围与作弊行为意向间中介效应显著(中介效应占比15.05%)。
表2 中介效应检验 |
| 效应值 | Boot SE | Boot LLCI | Boot ULCI | 相对效应值(%) | |
| 总效应 | 0.19 | 0.01 | 0.16 | 0.21 | |
| 直接效应 | 0.16 | 0.01 | 0.13 | 0.19 | 84.95 |
| 间接效应 | 0.03 | 0.01 | 0.01 | 0.05 | 15.05 |
3 研究2：学校道德氛围、道德推脱对初中生作弊行为意向的实验研究
通过情境实验法启动学校道德氛围，验证其与作弊行为意向间的关系，进一步验证道德推脱在学校道德氛围与不同类型作弊行为意向间的中介作用。
3.1 被试
采用G*Power计算被试量，预设条件为1–β=0.80，α=0.05，f=0.25。本研究所需被试量为128。从山东省某市不同中学随机招募初中生被试178人(非研究1被试所在学校)，征得学校、学生本人及其监护人同意后进行实验。获得有效数据共157份，其中，男生68人(43.31%)，女生89人(56.69%)。良好学校道德氛围组85人(54.14%)，不良学校道德氛围组72人(45.86%)。
3.2 研究工具
3.2.1 学校道德氛围启动材料
参考舒首立等人(2017)和李伟强(2007)的实验材料进行改编。考虑到作弊的不道德属性，因此采用“间接故事法”进行投射研究，即以情境故事作为实验启动材料。本研究中，将学校道德氛围划分为两个水平，其中良好学校道德氛围情境的启动材料为“育才中学是一所公认的‘好学校’ ，学校秩序井然，同学们关系友善，师生互相尊重。王晓彬和张晓春是这所学校八年级(2)班的学生，日常的关系很好，是‘好兄弟’ 。现在正在举行期末考试，在考试的中途，张晓春把会做的题目都做完了，剩下的题目他拿不准该怎么做，他坐在那里东张西望，显得很着急。”不良学校道德氛围情境的启动材料为“英才中学是一所公认的‘差学校’ ，学校秩序混乱，同学们关系冷淡，师生互不尊重。王晓彬和张晓春是这所学校八年级(2)班的学生，日常的关系很好，是‘好兄弟’ 。现在正在举行期末考试，在考试的中途，张晓春把会做的题目都做完了，剩下的题目他拿不准该怎么做，他坐在那里东张西望，显得很着急。”
之后被试需回答两道与材料相关、与变量无关的问题“王晓彬和张晓春是育才/英才中学的学生，在该情境中，学校秩序井然/混乱，同学关系友善/冷淡，师生相互尊重/互不尊重”，并用三个词形容该学校，增加被试对材料描述情境的认识，检验并加深启动效果。
3.2.2 道德推脱
同研究1。本研究中，该问卷的Cronbach’s α系数为0.82。
3.2.3 学生作弊行为意向
根据Eisenberg(2004)的测量材料改编而成，共2题，分别是主动寻求作弊和协助他人作弊题目，用0～10的数值代表被试认为所给材料中主人公(王晓彬、张晓春)选择作弊的可能性，数值越高，表明被试认为材料中主人公选择作弊可能性就越大，间接表明在该情境中被试作弊行为意向越高，反之同理。
3.3 实验程序
采取单因素二水平被试间实验设计。自变量为学校道德氛围(良好学校道德氛围、不良学校道德氛围)，因变量为作弊行为意向，中介变量为道德推脱。
研究的具体步骤为：首先将随机分配的两组被试带入两个单独的实验室，被试间保持一定间距且无互动，独立完成作答；随后主试介绍实验内容和流程，确保被试了解实验内容；其次，以短文对不同类型的学校道德氛围进行呈现，收集被试学校道德氛围数据；紧接着收集被试道德推脱与作弊行为意向数据；最后收集被试人口统计学数据。
3.4 变量控制
首先，采用大范围招募并随机分配被试，避免学生原有学校道德氛围对其认知的影响；其次，为减少社会赞许效应的影响，一方面在情境实验的材料呈现与测量设计中采用间接故事法与投射技术，遮掩主试真实目的，另一方面在实验前告知被试所收集数据仅作为素材，不涉及任何道德判断，且实验进行过程中该校教师均不参与实验，所以信息进行匿名处理与群体统计；最后，被试性别、年龄等均作为控制变量加以控制。
3.5 数据处理
对学校道德氛围的水平进行分组(“1”=良好学校道德氛围组, “0”=不良学校道德氛围组)，并使用SPSS26.0对数据做处理分析。
3.6 结果
3.6.1 学校道德氛围的启动效果检验
采用独立样本t检验结果表明，在主动寻求作弊维度上，良好学校道德氛围组得分(1.99±0.84)与不良学校道德氛围组得分(3.69±1.20)差异显著(t=−10.35, p<0.01)；在协助他人作弊维度上，良好学校道德氛围组得分(2.41±1.00)与不良学校道德氛围组得分(4.26±1.28)差异显著(t=−10.17, p<0.01)。表明本研究对自变量的操纵有效。
3.6.2 相关分析
相关分析结果表明(表3 )，学校道德氛围、道德推脱与不同作弊行为意向(主动寻求作弊、协助他人作弊)两两之间均显著相关。
表3 各变量之间的相关分析 |
| 变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 |
| 1.学校道德氛围 | |||||||||
| 2.道德推脱 | −0.69** | ||||||||
| 3.道德合理化 | −0.35** | 0.70** | |||||||
| 4.责任分散 | −0.59** | 0.57** | 0.20* | ||||||
| 5.有利对比 | −0.47** | 0.70** | 0.36** | 0.15 | |||||
| 6.非人性化 | −0.59** | 0.78** | 0.44** | 0.32** | 0.59** | ||||
| 7.结果歪曲 | −0.44** | 0.72** | 0.49** | 0.22** | 0.43** | 0.52** | |||
| 8.责任转移 | −0.37** | 0.73** | 0.49** | 0.23** | 0.54** | 0.49** | 0.44** | ||
| 9.主动寻求作弊 | −0.64** | 0.59** | 0.36** | 0.44** | 0.35** | 0.51** | 0.41** | 0.35** | |
| 10.协助他人作弊 | −0.63** | 0.67** | 0.46** | 0.44** | 0.50** | 0.52** | 0.44** | 0.43** | 0.85** |
3.6.3 道德推脱的中介效应分析
以学校道德氛围为自变量，学生不同作弊行为意向为因变量，采用PROCESS宏Model4检验道德推脱及其子维度的中介效应，结果发现：以主动寻求作弊为因变量时(图2 )，学校道德氛围负向预测道德推脱、主动寻求作弊，道德推脱正向预测主动寻求作弊。道德推脱在学校道德氛围与主动寻求作弊间起中介作用(中介效应占比29.94%)(表4 )，其中，道德合理化(β=−0.16, 95%CI=[−0.30, −0.02], 中介效应占比8.84%)、非人性化(β=−0.35, 95%CI=[−0.60, −0.11], 中介效应占比19.34%)、结果歪曲(β=−0.19, 95%CI=[−0.36, −0.03], 中介效应占比10.50%)在学校道德氛围与主动寻求作弊间中介效应均显著；责任分散、有利对比和责任转移的中介效应不显著。
以协助他人作弊为因变量时(图3 )，学校道德氛围负向预测道德推脱、协助他人作弊，道德推脱正向预测协助他人作弊。道德推脱在学校道德氛围与协助他人作弊间起中介作用(中介效应占比46.75%)(表5 )；道德推脱除责任分散维度以外，道德合理化(β=−0.30, 95%CI=[−0.50, −0.13], 中介效应占比15.23%)、有利对比(β=−0.34, 95%CI=[−0.56, −0.15], 中介效应占比17.26%)、非人性化(β=−0.41, 95%CI=[−0.72, −0.10], 中介效应占比20.81%)、结果歪曲(β=−0.27, 95%CI=[−0.49, −0.05], 中介效应占比13.71%)、责任转移(β=−0.25, 95%CI=[−0.46, −0.06], 中介效应占比12.69%)在学校道德氛围与协助他人作弊间的中介作用均显著。
4 讨论
综合两个研究的结果发现，学校道德氛围水平越高，初中生作弊行为意向越低，这与以往研究结果一致(Ramberg & Modin, 2019)，验证假设H1。社会认知理论认为，个体的行为会受到环境的影响，行为意向作为行为产生的前提同样受环境的制约(陈海德 等, 2024)，一方面，学校作为学生长期生活的场所，个体会直接模仿处于这一环境中他人的不道德行为，影响自身对不道德行为的“即时”的态度与倾向，产生不道德行为的意向更高；另一方面，学校道德氛围作为一种道德环境，不良的学校道德氛围会影响学生的道德意识，对其道德行为及其意向产生根深蒂固的影响。相关研究表明，环境中同伴作弊会增加学生自身作弊的可能(Stoesz et al., 2023)。因此，不论是协助他人作弊，还是主动寻求作弊，初中生作弊行为意向的产生均受到学校道德氛围这一环境因素的直接影响。长期处于良好学校道德氛围中的初中生，其道德认知结构会逐渐趋于规范，自觉产生抑制违规行为意识；反之，学生感知到的不良学校道德氛围水平越高，其认知与行为受环境的影响，做出作弊行为的可能性也更大。因此，营造良好的学校道德氛围，对减少或杜绝学生的作弊行为的发生具有积极意义。
本研究的结果发现，学校道德氛围不仅能直接影响初中生作弊行为意向，还通过道德推脱间接影响作弊行为意向，验证假设H2。首先，道德推脱水平越高，学生的作弊行为意向越高。初中生正处于道德发展的习俗时期(Mathes, 2021)，此时的他们能够独立判断一个行为是否符合道德准则和社会规范，尽管作弊行为与自身的道德认知相悖，但道德推脱机制的激活会使之对作弊行为的态度和认知倾向出现偏差，即道德推脱水平越高的个体会对自身不道德行为加以辩护，合理化作弊行为，作弊行为意向水平越高(杨继平 等, 2010)。如学生通过“道德合理化”机制的激活，可能会助长“协助他人作弊是在帮助他人”的想法；“非人性化”机制的激活，可能会形成“我只是作弊而已，有什么大惊小怪的”的想法等。然而，本研究中“责任分散”机制被激活的可能性较低，这可能是由于作弊行为的发生在学生看来不能简单归咎于“因为他人做所以我也做”这种责任分散原因。
其次，不同学校的道德氛围存在差异，对个体所造成认知和行为的影响也有所不同。社会认知理论揭示个体的行为是通过环境变量与主体认知交互作用而成。Gini等人(2020)的研究发现，群体变量会通过个体认知因素影响行为。学生的道德推脱在外部环境的作用下，促使不道德行为的产生(王小凤 等, 2023)。具体在本研究中，学校道德氛围这一外部环境因素会通过道德推脱这一主观因素对学生的行为及行为意向产生影响。一方面，当个体所处的学校道德氛围较差时，潜移默化地受道德环境的影响，作弊行为意向水平更高，在考试时更倾向于选择作弊。但这与其原本的认知产生冲突，个体为了降低自身因认知冲突而产生的内疚与痛苦的消极体验，会选择性地激活不同的道德推脱机制(杨文登, 梁爽, 2022)，从而增强行为意向，使行为的产生合理化。另一方面，在实验情境中，对于“即时”感知到的学校道德氛围，青少年会根据不同的学校道德氛围做出不同反应，呈现出认知与行为差异，高道德推脱水平的个体为了缓解外在行为与内在道德标准间的冲突，会激活不同的道德推脱机制，增强作弊行为意向。然而，研究中不同道德推脱机制对不同类型作弊行为意向的影响存在差异，具体而言，“有利对比”和“责任转移”两种道德推脱机制的激活仅在协助他人作弊中发挥作用，这可能是因为青少年在主动寻求作弊的过程中，能认识到该行为的自主性及其对自己所造成的负面影响。因此，道德推脱在学生作弊行为及意向的产生中发挥重要作用，学校应重视德育工作，引导学生建立规范的道德认知体系，弱化道德推脱在认知方面对儿童青少年产生的消极作用，减少不道德行为的发生。
本研究仍存在一定的不足。首先，本研究仅考虑学校道德氛围与道德推脱两个因素，但作弊成因复杂，并不局限于此。未来的研究可以综合多重不同因素考虑作弊动机与行为产生的复杂因素。其次，由于研究条件的限制，尽管采用一定方式控制并减少误差，但仍具有一定的局限，如研究变量的控制并不完全。未来研究中可以进一步细化样本背景信息(如学生课外辅导频率等)，控制相关因素，增加结果的可靠性。最后，研究在原有实验范式的基础上采用假想情境间接施测，但与真实的实验情境有所差异，存在一定的偏颇。未来研究可以尝试优化与创新研究范式，力求研究结果更加真实客观。
5 结论
(1)学校道德氛围影响初中生作弊行为意向，个体所在的学校道德氛围越优良，在考试过程中产生作弊想法的可能性越低；个体所在的学校道德氛围越差，在考试过程中产生作弊想法的可能性越高。(2)道德推脱在学校道德氛围和初中生作弊行为意向二者间起部分中介作用。