CSALÁS ÉS VERSENGÉS A FELSÕOKTATÁSBAN 1

Pszichológia (2012) 32, 2, 153–171 DOI: 10.1556/Pszicho.32.2012.2.5

OROSZ GÁBOR*, JÁNVÁRI MIRIAM IVETT**, SALAMON JÁNOS***

CSALÁS ÉS VERSENGÉS A FELSÕOKTATÁSBAN1 Beérkezett: 2011. szeptember

Elfogadva: 2011. november

Az iskolai csalás szakirodalma a versengést egy olyan jelenségként tárgyalja, amely egyértelmûen pozitív kapcsolatban áll a diákok tisztességtelen viselkedésével. A korábbi felfogással (Anderman és Murdock, 2007) részben szembehelyezkedve kérdõíves kutatásunk célja az volt, hogy differenciálni lehessen a versengésnek az iskolai csalásban játszott szerepét. Ennek érdekében külön megvizsgáltuk az önfejlesztõ- és hiperversengéssel kapcsolatos attitûdök (Ryckman és mtsai, 1990, 1996) önbevalláson alapuló iskolai csalás gyakoriságára kifejtett hatását. Az egyetemista és fõiskolás (N = 230, F = 84; kor (M) = 21,5 év, SD = 2,44) mintán kapott eredmények azt mutatják, hogy az önfejlesztõ versengés dimenziója nem áll összefüggésben a csalással, viszont a hiperversengés skálán elért pontszám gyenge pozitív összefüggést mutat az iskolai csalás gyakoriságával. Azonban tekintetbe véve egyéb változókat, mint például a csalás iránti attitûdök, a hiperversengésnek kis hatása van az iskolai tisztességtelen viselkedés gyakoriságára. Az eredmények alapján az iskolai csalás vizsgálata során érdemes a versengéssel kapcsolatos egyéni tényezõket differenciálni, és szemben a korábbi eredményekkel – legalábbis a magyar felsõoktatás kontextusában – nem érdemes ezeknek a faktoroknak a szerepét felnagyítani. Kulcsszavak: iskolai csalás, hiperversengés, önfejlesztõ versengés

1

A kutatás a szabálytartó és a szabályokat nem betartó versengés személyiségbeli, életkori, szituatív és kulturális meghatározói OTKA (K 77691) pályázat támogatásával valósulhatott meg, projektvezetõ: Fülöp Márta. Mindemellett a cikk megírása során az elsõ szerzõt a Francia Intézet posztdoktori ösztöndíjjal támogatta (Laboratoire Psychologie Appliquée, Université de Reims Champagne-Ardenne, Reims). Ezúton szeretnénk megköszönni a lektorok konstruktív kritikáit és útmutatását. * SZTE BTK Pszichológiai Intézet, Szeged; ELTE PPK Szocializáció és a Társadalmi Folyamatok Pszichológiája Program, Budapest; Université de Reims Laboratoire de Psychologie Appliquée, Reims ** SZTE BTK Pszichológiai Intézet; Nyíregyházi Fõiskola Pedagógusképzõ Kar Pszichológiai Intézeti Tanszék *** BME GTK Ergonómia és Pszichológia Tanszék Munka- és Szervezetpszichológia MA A szerzõk egyenlõ mértékben járultak hozzá a munkához. Levelezési címek: [email protected], [email protected], [email protected] 0230-0508/$20.00 © 2012 Akadémiai Kiadó, Budapest

154

Orosz Gábor, Jánvári Miriam Ivett, Salamon János

BEVEZETÉS Anderman és Murdock (2007) az iskolai csalásról szóló monográfiájukat azzal a gondolattal vezetik be, hogy a versengés „a legtoxikusabb alkotóeleme az osztályteremnek és a legjobb elõrejelzõje a csalásnak” (Anderman és Murdock, 2007, 13). A következõkben azt szeretnénk összegezni, hogy miért érdemes revideálni ezt a klasszikus pedagógiai pszichológiában megjelenõ versengésfogalmat. A bemutatandó gondolatmenetben elsõsorban arra az érvrendszerre fogunk támaszkodni, melyet Fülöp Márta (2008a) összegzett a versengéskutatás utóbbi két évtizedében fokozatosan végbemenõ paradigmaváltásról. Azonban mielõtt belekezdünk a versengés és a csalás kapcsolatának bemutatásába, szeretnénk néhány szót ejteni arról, hogy mit értünk egyrészt iskolai csalás alatt és azt is, hogy a versengésen kívül milyen egyéb tényezõket vizsgáltunk a jelen kutatásban.

ISKOLAI CSALÁS Az iskolai csalás olyan viselkedésre vonatkozik, amikor egy diák számonkérés során (a) információt ad, illetve fogad; (b) tiltott eszközökhöz folyamodik és/vagy (c) kihasználja adott személyek vagy a vizsgáztatás gyengeségét annak érdekében, hogy ebbõl elõnyt kovácsoljon (Cizek, 2003). Mindemellett el lehet különíteni individuális és kollaboratív, szándékos és nem szándékos, elõre megtervezett és spontán csalási formákat is (Heterington és Feldman, 1964). A harmadik kategorizáció elsõsorban a számonkérés típusára vonatkozik. Ez alapján a beadandó dolgozatok esetében az internet elterjedésével párhuzamosan növekvõ számban elõforduló plágium (Baty, 2000) és a már több évezredes múltra visszatekintõ vizsgacsalások (Brickman, 1961) különíthetõek el egymástól. A definíciókból is látható, hogy az iskolai csalás gyûjtõfogalma rendkívül heterogén viselkedéseket foglal magában. Ugyanez igaz azokra a tényezõkre, amelyek hatnak a megjelenésére. Az iskolai csalásra ható tényezõk esetében négy nagyobb csoportot lehet elkülöníteni egymástól. Az elsõ csoportba tartozik a demográfiai helyzet, a másodikba az egyéni különbségek, a harmadikba a kontextuális faktorok, és végül a negyedikbe a kulturális értékek és azok megjelenése az oktatási intézményekben (Whitley, 1998). A jelen kutatásban az elsõdleges célunk nem az volt, hogy egy olyan modellt dolgozzunk ki, amely a három nagyobb szinten megjelenõ változókat maradéktalanul magában foglalja, hanem elsõsorban a versengéssel kapcsolatos egyéni különbségek iskolai csalásra gyakorolt hatását szándékoztuk feltárni. Ennek köszönhetõen a versengésen és a csalás megjelenésének gyakoriságán túl egyes demográfiai és tanulmányi teljesítményekkel összefüggésben álló tényezõkre, a csalással kapcsolatos attitûdökre és az etikai kódexek szerepére fókuszáltunk. A demográfiai tényezõk esetében a nemi különbségek, a tanulmányokkal kapcsolatos faktorok közül pedig a tanulmányi átlag hatását vizsgáltuk. Mindemellett megvizsgáltuk a csalással kapcsolatos attitûdök és a csalás elkövetése kö-

Versengés és csalás és a felsõoktatásban

155

zötti kapcsolatot. A kontextuális tényezõk között pedig az etikai kódexek ismerete szerepelt. A következõkben a kutatás során felmért változókkal kapcsolatos korábbi szakirodalom kerül bemutatásra. Anderman és Murdock (2007) összegzése szerint a nemi különbségek az iskolai csalás tekintetében nem számottevõek. McCabe és Treviño (1997) több amerikai kampuszt vizsgáló kutatásában ugyancsak hasonló következtetésre jutott. Whitley, Nelson és Jones (1999) nemi különbségeket vizsgáló metaanalízise szerint bár a viselkedéses mérések alapján nincsenek nemi különbségek, azonban kérdõíves eljárások során az tapasztalható, hogy a férfiak magasabb gyakorisággal vallják be az iskolai tisztességtelenséget. A fenti összegzések alapján a jelen kutatásban feltételezzük, hogy a férfiak magasabb csalási gyakoriságot fognak bevallani, mint a nõk. A csalással kapcsolatos attitûdök és a csalás elkövetése közötti kapcsolat meglétét számos korábbi kutatási eredmény alátámasztja. Whitley (1998) például meta-elemzésében 74 olyan tanulmányt gyûjtött össze, amelyek a fenti kapcsolatot bizonyítják. A korábbi eredmények alapján a jelen kutatásban feltételeztük, hogy a diákok minél inkább elfogadhatónak tartják az iskolai csalás egy adott fajtáját – tehát minél inkább pozitívan viszonyulnak ahhoz – annál gyakrabban fogják elkövetni azt. A kontextuális tényezõk kapcsán érdemes kitérni az etikai kódexek szerepére. McCabe, Treviño és Butterfield (2001) felhívták a figyelmet arra, hogy az etikai kódex (azaz az iskolai tisztességtelenséget definiáló és a potenciális büntetéseket tartalmazó szabályrendszer) megléte visszaszorítja a tisztességtelen viselkedések megjelenését. Azonban ahhoz, hogy az etikai kódex valóban a kívánt hatást tudja elérni, szükséges, hogy az abban foglaltakat mind a hallgatók, mind az oktatók komolyan vegyék és betartsák. Ha az elõbbi feltételek teljesülnek egy intézményben, akkor ott számottevõ mértékben csökken a csalás elõfordulásának gyakorisága. Ez alapján tehát feltételeztük, hogy az önbevallás alapján elkövetett iskolai csalás alacsonyabb gyakorisággal fog megjelenni azoknál a diákoknál, akik ismerik annak a felsõoktatási intézménynek az etikai kódexét, ahol tanulmányaikat folytatják. Az iskolai csalással kapcsolatos faktorok tárgyalása után a következõkben a versengéssel kapcsolatos egyéni tényezõkre fogunk kitérni. A korábbi hazai kérdõíves kutatások (Orosz, 2009) elsõsorban a fentiekkel többé-kevésbé átfedõ individuális, szituatív és kulturális tényezõkkel foglalkoztak, amelyben a szakirodalommal összhangban álló eredmények születtek, viszont a versengés egyéni tényezõinek csalásra gyakorolt hatásának kérdõíves kutatása eddig feltáratlan területnek számít. A jelen tanulmány ezt a hiányt szeretné pótolni.

Versengés és iskolai csalás A bevezetõ elején megemlített Anderman és Murdock (2007) által megfogalmazott és számos más kutatás által alátámasztott (Anderman, Griesinger és

156


Westerfield, 1998; Anderman és Midgley, 2004; Anderman és Murdock, 2007) koncepció szerint a versengés pozitív összefüggésben áll a csalással. Feltételezhetõen az iskolai csalás szakirodalmára még nem volt hatással a Fülöp Márta által összegzett (Fülöp, 2008a) versengéskutatást átformáló paradigmaváltás. Az elmúlt 15 évben a pedagógiai pszichológiában (Tauer és Haraczkiewicz, 2004), a szervezetpszichológiában (Carnevale és Probst, 1997; Tjosvold, Johnson és mtsai, 2006), az evolúciós pszichológiában (Charlesworth, 1996), az evolúciós fejlõdéslélektanban (Hawley, 2011), a személyiséglélektanban (Ryckman, Hammer, Kaczor és Gold 1990; Ryckman, Kaczor és Gold, 1996; Fülöp, 2006) és a szociálpszichológiában (Fülöp, 1995, 2008b, Fülöp és Berkics, 2007) is megjelenik a versengés többdimenziós konstruktuma, amely (1) nem áll szemben az együttmûködéssel, hanem komplex összefüggést mutat azzal; amelynek (2) számos pozitív konzekvenciája lehet; és amelyet (3) egy homogén jelenség helyett érdemes többdimenziós fogalomként értelmezni. Az 1990-es években bekövetkezõ paradigmaváltást követõen a versengés mint hatótényezõ az iskolai csaláshoz hasonlóan megjelenhet mind egyéni tényezõként (Ryckman és mtsai, 1990, 1996; Fülöp, 2006; Hawley, 2011), mind szituatív faktorként (Tjosvold és mtsai, 2006; Fülöp és Berkics, 2007; Fülöp, 2009) és a kultúra által meghatározott jelenségként (Fülöp és Berkics, 2003; Fülöp, 2004; Orosz, 2008). A jelen munkában az egyéni tényezõk iskolai csalásra gyakorolt szerepét fogjuk vizsgálni, így a továbbiakban azt részletezzük, hogy milyen individuális különbségek vannak jelen a versengés kapcsán, amelyek potenciálisan eltérõ módon hatnak az iskolai csalás elõfordulására, illetve gyakoriságára. Ryckman és munkatársai (1990, 1996) elkülönítik egymástól az ún. hiperversengéssel és önfejlesztõ versengéssel kapcsolatos személyiségvonásokat. Az általuk szerkesztett kérdõív szerint a hiperkompetitív személyeknél erõs az igény a versengésre és a gyõzelemre, amelynek elérése érdekében bármit megtesznek. Mindemellett azok a személyek, akik magas pontszámot érnek el ezen a skálán, gyõzelem esetén úgy érzik, hogy több hatalommal bírnak másoknál és felsõbbrendûek hozzájuk képest; nem versengõ helyzeteket is kompetitív szituációkká változtatnak; az ellenfelüket ellenségnek látják; irigységet éreznek, ha más gyõz; nem tudják elviselni a vereséget; erõsen az eredményre fókuszálnak és ritkán elégedettek a saját, versengõ helyzetekben nyújtott teljesítményükkel. Mivel a hiperversengõk (1) hajlamosak nem versengõ helyzetekre is kompetitív szituációként tekinteni, (2) jellemzõ rájuk az erõs jutalomorientáció és (3) megtesznek mindent a gyõzelem érdekében, így feltételezésünk szerint a számonkérési helyzeteket is gyakran látják majd versenyszituációnak, ahol kevésbé fognak visszariadni az olyan tisztességtelen stratégiáktól, mint az iskolai csalás. Ryckman és munkatársai (1996) második versengéssel kapcsolatos személyiségdimenziója az önfejlesztõ versengésre vonatkozik. Az önfejlesztõ versengõkre jellemzõ, hogy élvezik a versengést, mert segít nekik abban, hogy felfedezzék és fejlesszék a képességeiket. Jellemzõ rájuk, hogy a versengés számukra az önmegvalósítás egy formája, és arra motiválja õket, hogy a lehetõ legtöbbet hozzák ki magukból. A gyõzelem számukra nagyon fontos, viszont nem olyan áron, hogy má-


157

sokban kárt okozzanak, sõt amellett, hogy motiváltak a versengésre, kooperálni is tudnak másokkal. Korábbi viselkedéses eredmények szerint a kollaboratív csalásban való részvétel és az önfejlesztõ versengés között negatív kapcsolat mutatható ki (Orosz, 2010). Ryckman és munkatársai (1996) leírása és a korábbi viselkedéses eredmények alapján feltételeztük, hogy a versengésnek az a formája, amely az adott személy személyes fejlõdésére koncentrál, negatív összefüggést fog mutatni az iskolai csalás gyakoriságával. Ezt a hipotézisünket arra alapoztuk, hogy ezeknél a személyeknél a csalás nem járul hozzá sem a képességeik fejlõdéséhez, sem az önmegvalósításhoz, illetve a tisztességtelenség által nem tudnak tanulni saját képességeikrõl sem. Összességében tehát a jelen tanulmány legfontosabb célja, hogy Anderman és Murdock (2007) a versengés és iskolai csalás kapcsán felállított tézisét revideálja olyan módon, hogy a versengéssel kapcsolatos egyéni különbségeket differenciáltabban kezeli, és ezáltal arra keres empirikus bizonyítékot, hogy míg a hiperversengés Andermanék állításával összhangban pozitív hatást gyakorol az iskolai csalás gyakoriságára, addig az önfejlesztõ versengés személyiségdimenziója negatív viszonyt mutat az iskolai csalás gyakoriságával.

RÉSZTVEVÕK 2010-es vizsgálatunkban 230 egyetemista/fõiskolás vett részt, akik különbözõ felsõoktatási intézményekben, különbözõ karokon tanulnak. A résztvevõk fõként a Szegedi Tudományegyetem és a Nyíregyházi Fõiskola hallgatói közül kerültek ki. A vizsgálati személyek között 84 férfi (36,5%) és 146 nõ (63,5%) volt. A résztvevõk karok szerinti csoportosítása: VMK2 1 fõ, TTIK3 18 fõ, GYTK4 3 fõ, JGYPK5 9 fõ, GTK6 4 fõ, ÁOK7 11 fõ, ÁJTK8 13 fõ, BTK9 48 fõ, FOK10 1 fõ, ETSZK11 1 fõ, TÁJK12 1 fõ, PPK13 67 fõ, BTMK114 20 fõ, TTFK15 33 fõ. A vizsgálatunk idején a kutatásban részt vevõ hallgatók közül 153-an alapképzésben vettek részt, 12-en mesterképzésre jártak, és 65 fõ még az osztatlan képzés hallgatója volt. A vizsgálati személyek átlagéletkora 21,5 év (SD = 2,44) volt. A kérdõívet a Szegedi Tudományegyetem könyvtárában, a József Attila Tanulmányi és Információs Központban (JATIK) és a Nyíregyházi Fõiskola könyvtárában töltettük ki a vizsgálati személyekkel. Minden résztvevõt elõször szóban tájékoztattunk a vizsgálat témájáról, valamint annak anonimitásáról. Ezután magukra hagytuk a válaszadókat, így az adatok felvétele nyugodt körülmények között zajlott. A kitöltési idõ átlagosan 30–35 perc volt. 2 3 4 5 6 7 8 9

Villamosmérnöki Kar Természettudományi és Informatikai Kar Gyógyszerésztudományi Kar Juhász Gyula Pedagógusképzõ Kar Gazdaságtudományi Kar Általános Orvostudományi Kar Állam- és Jogtudományi Kar Bölcsészettudományi Kar

10 11

12 13 14 15

Fogorvostudományi Kar Egészségtudományi és Szociális Képzési Kar Tájépítészeti Kar Pedagógusképzõ Kar Bölcsészettudományi és Mûvészeti Kar Természettudományi Fõiskolai Kar

158


MÓDSZEREK A kutatás során hipotéziseink alátámasztásához két különbözõ kérdõívet használtunk, melyeket egymás után töltettünk ki a vizsgálati személyekkel. Az általunk használt két kérdõív: (1) hiperversengõ és önfejlesztõ versengõ attitûd kérdõív (Hypercompetitive Attitude Scale and Personal Development Competitive Attitude Scale, Ryckman és mtsai, 1990, 1996; fordította Fülöp), illetve (2) iskolai tisztességtelen viselkedést mérõ kérdõív (Questionnaires Concerning School-Related Dishonest Behaviors, Sims, 1993). Sims kérdõívének fordítását kétnyelvû, az Amerikai Egyesült Államokban élõ emberekkel végeztük, ahol az inkonzisztenciákat a fordítókkal alaposan, több alkalommal átbeszéltük, míg végül megszületett a végleges verzió. Azért esett a választás erre a kérdõívre, mert Sims (1993) után számos szerzõ használt itemeket errõl a skáláról (lásd 5. táblázat). A skála kiválasztása során szempont volt, hogy több ország adataival összevethetõ eredményeket kapjunk. A skála elsõdleges célja, hogy az iskolai csalások széles vertikumának gyakoriságát tudják mérni és a késõbbiekben összehasonlítani a munkahelyen elkövetett csalások mértékével (Sims, 1993). A hiperversengés és önfejlesztõ versengés kérdõív (Ryckman és mtsai, 1990, 1996) ötfokú Likert-skálát tartalmaz, míg a csalás felmérésére szolgáló kérdõív (Sims, 1993) tizenhét rövid csalási szituációból áll. Ez utóbbiban a diákoknak el kell dönteniük, hogy (1) elfogadhatónak tartják-e az adott helyzetben megjelenõ tisztességtelen viselkedést, (2) csalásnak látják-e azt, illetve, hogy (3) elõfordult-e olyan, hogy ilyen módon viselkedtek az elmúlt félév során, és ha igen, akkor milyen gyakran tették azt. Ezek után annak érdekében, hogy ki tudjuk szûrni azokat a diákokat, akik a társas elvárási hatások miatt kedvezõ színben szeretnék feltüntetni magukat, a Lezárás Iránti Igény Kérdõív (Kruglanski, Webster és Klem, 1993; validálta Csanádi, Harsányi és Szabó, 2009) szociális kívánatosság skáláját alkalmaztuk. A választás azért esett erre a mérõeszközre, mert kellõképpen rövid, szemben más szociális kívánatosságot mérõ eszközökkel (pl. Balanced Inventory of Desirable Responding, Paulhus, 1984). A versengésre és csalásra vonatkozó kérdõívek után a demográfiai, a tanulmányi és a kontextuális adatok kerültek megkérdezésre. A kérdõívnek ebben a részében a nemre és a tanulmányi átlagra kérdeztünk rá. Végül az utolsó kérdések arra irányultak, hogy a kitöltõnek milyen információi vannak a kari etikai kódexrõl.

HIPOTÉZISEK A fenti változók alapján a következõ hipotéziseket állítottuk fel (1. táblázat).

159

Versengés és csalás és a felsõoktatásban 1. táblázat. A kutatás hipotézisei Hipotézis

Vizsgált tényezõ

Fõbb hivatkozások

H1

A hiperversengés skálán elért pontszám pozitív kapcsolatban áll a csalás gyakoriságával

Ryckman és mtsai (1990)

H2

Az önfejlesztõ versengés skálán elért pontszám negatív kapcsolatban áll a csalás gyakoriságával

Ryckman és mtsai (1996) Orosz (2010)

H3

Az etikai kódex ismerete fordított összefüggésben áll a csalások elkövetésének gyakoriságával

McCabe, Treviño és Butterfield (2001)

H4

A csalással kapcsolatos attitûdök (elfogadhatóság) és a csalás elkövetési gyakorisága pozitív összefüggést mutat A férfiak magasabb csalási gyakorisági arányt vallanak be, mint a nõk

Whitley, 1998

H5

Whitley, 1998

EREDMÉNYEK A hipotézisek tesztelése elõtt kiszûrtük azokat a diákokat, akik a Lezárás Iránti Igény Kérdõív (Kruglanski, Webster és Klem, 1993; Webster és Kruglanski, 1994; validálta Csanádi, Harsányi és Szabó, 2009) szociális kívánatossági skáláján a kritikusnál magasabb pontszámot értek el (5 fõ), majd összegeztük a Sims (1993) kérdõívén szereplõ csalási viselkedések önbevalláson alapuló gyakoriságát.

A csalás gyakorisága A 2. táblázat ad tájékoztatást arról, hogy a különféle tisztességtelen viselkedések milyen gyakorisággal jelentek meg. A táblázatból kiderül, hogy az önbevallás alapján a leggyakoribb (92%) csalási forma az a helyzet, amikor egy diák engedi, hogy egy csoporttársa lelesse róla a vizsga megoldását. Nagy valószínûséggel az aktív oldalon is megjelenik a diákok 92%-a. Ez az eredmény majdnem egybevág a saját lesés elõfordulásával, amely azt mutatja, hogy a diákok több mint 82%-a bevallja, hogy minimum egyszer aktív szereplõje volt a kollaboratív csalásnak az elmúlt félév során. A másik gyakori vizsgacsalást, a puskázást is a diákoknak több mint kétharmada használta ugyanebben az idõszakban. Ezen kívül ötbõl egy hallgató egy dolgozatát több mint egy kurzusra adta be, illetve az eredmények arra utalnak, hogy négybõl egy diák írt egy másik diák helyett dolgozatot. Végül a korábbi vizsgakérdések kiszivárogtatásában is érintettnek mondható a hallgatók kétharmada (lásd 2. táblázat). Sims (1993) listája alapján a legelfogadhatóbb csalási forma az, amikor egy diák elkészít egy puskát, de nem használja azt. Öt diákból négy elfogadhatónak tartja ezt a viselkedési formát. Ezen kívül a diákok több mint kétharmada elfogadhatónak tartja azt, ha odaadja a vizsgakérdéseket más hallgatóknak vagy azt,

12. 13. 14. 15. 16. 17.

6. 7. 8. 9. 10. 11.

3. 4. 5.

2.

1.

Nagyobbra állítottam a margókat vagy a betûtípust, hogy a beadandóm hosszabbnak tûnjön, mint amilyen valójában. Hamis indokot mondtam az oktatónak, hogy miért hiányoztam az óráról/vizsgáról. Egy csoportfeladatban kevesebb munkát végeztem, mint amennyi a részem volt. Azelõtt, hogy levizsgáztam volna, illetéktelen forrásból megkaptam a kérdéseket. Azáltal segítettem egy másik hallgatónak, hogy odaadtam neki egy vizsga kérdéseit. Vizsga közben néztem egy másik hallgató dolgozatát. Hagytam egy másik hallgatónak, hogy nézze a dolgozatom vizsga közben. Megkértem egy másik hallgatót, hogy vizsgázzon le a nevemben. Készítettem egy puskát, amelyet bevittem a terembe, de aztán nem használtam. Puskáztam vizsga közben. Az egyik dolgozatomhoz felhasználtam forrásokat, amelyeket aztán nem tettem bele az irodalomlistába. Írtam egy dolgozatot, amit több mint egy kurzus követelményeként adtam be. Valaki más dolgozatát adtam be az egyik kurzus követelményeképpen. Megvásároltam egy dolgozatot, hogy azt a sajátomként adjam be. Vizsgáztam egy másik diák helyett. Megírtam egy dolgozatot egy másik diák számára. Eladtam egy dolgozatot egy másik diáknak.

Csalási helyzet (N = 225)

80,4 89,3 98,3 96,9 72,3 95,5

17,3 8,0 94,7 25,8 29,3 62,2

48,0 49,3 32,9

27,6

50,2

Soha (%)

17,0 8.9 1,3 2,7 25,4 3,6

40,4 36,4 4,4 38,7 36,0 31,6

42,2 32 36.9

46,7

34,2

1–2× (%)

1,8 1,3 0,0 0,0 1,8 0,4

26,7 28,4 0,9 19,1 15,1 4,4

8,0 9,3 19,1

19,1

10,2

3–4× (%)

Elõfordulási gyakoriság

,9 0,4 0,4 0,4 0,4 0,4

15,6 27,1 0,0 16,4 19,6 1,8

1,8 9,3 11,1

6,7

5,3

5× £ (%)

47,3 92 93 93,8 87,6 88,1

77,9 65,2 92,1 34,1 91,6 38,8

34,8 82,3 64,3

62,6

52,9

(%)

Csal-e

Soha: egyszer sem csalt ilyen módon az elmúlt félévben; 1–2×: egyszer vagy kétszer csalt ilyen módon az elmúlt félévben; 3–4×: három vagy négy alkalommal csalt ilyen módon az elmúlt félévben; 5× £: több mint ötször csalt ilyen módon; Csal-e: csalásnak tartja-e az adott viselkedést; Elfog.: elfogadhatónak tartja-e ezt a viselkedést.

2. táblázat. A csalás különbözõ formáinak önbevalláson alapuló elõfordulási gyakorisága egyetemi és fõiskolai hallgatók körében

52 8,3 4,8 5,3 26,8 14,1

50 71,9 3,9 80,3 40,5 58,6

39,2 34,2 67,8

60,1

58,6

(%)

Elfog.

160


161

ha lesnek róla. Ötbõl három egyetemista, illetve fõiskolás elfogadhatónak tartja a margók nagyobbra állítását, a hamis indokot hiányzás esetén és olyan források felhasználását, amelyek kimaradtak az irodalomlistából. Mindemellett minden negyedik diák elfogadhatónak tartja azt, ha más helyett ír dolgozatot, végül a diákok majd 15%-a elfogadhatónak tartja a dolgozatokkal való kereskedést. A diákok többsége tisztában van azzal, hogy ezek a cselekedetek csalásnak számítanak, habár ilyen szempontból is vannak különbségek a helyzetek között. A hallgatók 91%-a tudja például, hogy a puskázás csalásnak minõsül, viszont több mint 70%-uk legalább egyszer puskázott az elmúlt félévben. A diákok kétharmada szerint csalás, ha hagyja, hogy mások másoljanak róla, viszont 92%-uk csalt ilyen módon az elmúlt szemeszter során. Az eredmények tehát azt mutatják, hogy annak ellenére, hogy a diákok többsége tisztában van azzal, hogy mi számít csalásnak, egyrészt elfogadhatónak tartja az ilyen viselkedésformákat, másrészt gyakorolja is azokat (lásd 2. táblázat).

A versengés és a csalás összefüggései Elõször a Hiperversengés és Önfejlesztõ versengés kérdõívek (Ryckman és mtsai, 1990, 1996) validitását teszteltük feltáró faktoranalízissel (Principal Axis Factoring, PAF) és „direct oblimin” (d = 0) rotációval (DO). A direkt oblimináris módszert pedig azért láttuk célszerûnek, mert feltételeztük, hogy a hiperversengés és önfejlesztõ versengés faktorok összefüggenek egymással és nem ortogonális viszonyban állnak. Ezt a feltételezésünket arra alapoztuk, hogy F. Lassú Zsuzsa (2004) doktori disszertációjában a két versengéssel kapcsolatos attitûd nem különült el olyan módon egymástól, mint ahogy azt Ryckman és munkatársai (1996) amerikai adatok alapján feltételezték. A fenti módszerrel és forgatással, a törmelék grafikont (scree plot) tekintetbe véve négy faktor különült el, melyek a variancia 46,26%-át magyarázzák. A faktorok a bennük foglalt elemek alapján a következõ neveket kapták: 1. önfejlesztõkonstruktív versengés dimenziója (ÖKVD); 2. a versengés tanulás- és hatékonyságcsökkentõ dimenziója (VTHD); 3. hiperversengés dimenziója (HVD); 4. az én-kiemelés eredményét kerülõ versengés dimenziója (ÉEKVD).16 A faktorok struktúrája tehát eltér az eredeti skála szerkezetétõl. Az eredeti kérdõívben szereplõ hiperversengés skála (Ryckman és mtsai, 1990) kettévált. Az egyik ágon – Hiperversengés dimenzió (a = 0,709) – olyan tételek jelentek meg, amelyek a versengés túlzott használatára vonatkoztak. Viszont az eredeti kérdõívben szereplõ, agresszióra és tisztességtelenségre vonatkozó állítások vagy túlsá16 A DO rotációnak köszönhetõen a versengéssel kapcsolatos egyes faktorok egymástól nem függetlenek. A VTHD pontszámait megfordítottuk és a korreláció számítása során faktorpontszámokat használtunk. Az Önfejlesztõ-konstruktív dimenzió negatív kapcsolatban áll a versengés tanulás- és hatékonyságcsökkentõ dimenziójával (r(N = 225) = –0,141; p < 0,001), és pozitív összefüggést mutat a hiperversengéssel (r(N = 225) = 0,165; p < 0,001). Továbbá pozitív kapcsolat áll fenn a versengés tanulás- és hatékonyságcsökkentõ dimenziója és az én-kiemelés eredményét kerülõ versengés dimenziója között (r(N = 225) = 0,222; p < 0,001).

162


gosan alacsony faktorsúlyokkal vagy kereszttöltésekkel jelentek meg, így azokat kizártuk az elemzésbõl. Mindemellett a hiperversengéssel kapcsolatos fordított tételek külön faktoron jelentek meg. Ezt a faktort az én-kiemelés eredményét kerülõ versengés címkével jelöltük meg (a = 0,671), mert olyan tételeket tartalmaz, amelyek a gyõzelem általi felsõbbrendûség és fölény visszautasítására vonatkoznak. Az önfejlesztõ versengés esetén hasonló mintázattal találkozunk: a fordított tételek elkülönülõ skálán jelennek meg. Ennek következtében az önfejlesztõkonstruktív skálán (a = 0,848) olyan tételek találhatók, amelyek arra utalnak, hogy a versengés által az emberek tudják fejleszteni önmagukat. Ezzel szemben a fordított tételek tartalmilag egy olyan faktort jelenítenek meg, ahol a válaszadók azt fejezik ki, hogy a versengést nem tudják a tanulás szolgálatába állítani, ezt a versengés tanulás- és hatékonyságcsökkentõ dimenziójának neveztük el (a = 0,798). Azok a válaszadók, akik az ezekhez tartozó tételeken magas pontszámokat érnek el, a versengésre egy olyan folyamatként tekintenek, amely a tanulást és a hatékonyságot csökkentik. A végleges faktorstruktúrát a 3. táblázat mutatja meg. Ryckman és munkatársai (1990, 1996) skáláinak validálása után azt vizsgáltuk, hogy milyen összefüggések mutathatók ki az egyes szituációkban megjelenõ csalások gyakorisága és a különbözõ versengési dimenziók közt. A hipotézisünk szerint az önfejlesztõ versengés dimenziója negatív összefüggést mutat a csalás gyakoriságával, míg a hiperversengés dimenziója pozitív kapcsolatban áll a csalás gyakoriságával. Az eredmények (lásd 5. táblázat) azt mutatják, hogy az elsõ hipotézist (H1) nem igazoltuk, mivel az önfejlesztõ versengés dimenzió nem áll összefüggésben egyik általunk vizsgált csalási formával sem. A második hipotézisünket (H2) viszont igazolni tudtuk, mivel a szituációk majdnem fele pozitív korrelációt mutat a hiperversengés skálán elért pontszámmal. Mindemellett a csalási szituációk gyakoriságának összpontszámával is pozitív korrelációban áll a hiperversengés dimenziója (r(N = 225) = 0,237; p < 0,001). A versengés tanulást és hatékonyságot csökkentõ dimenziója gyenge pozitív korrelációt mutat három csalási formával, illetve az én-kiemelés eredményét kerülõ versengés faktor is gyenge pozitív kapcsolatban áll két csalási formával. A két utóbbi dimenzió esetében a korrelációs koefficiens 0,2 alatti, és a csalási szituációk kevesebb, mint 20 százalékánál jelentkezik. Összességében az eredmények azt mutatják, hogy azok a diákok, akik magasabb pontszámot értek el a hiperversengés dimenzióban, bevallásuk alapján gyakrabban nyúlnak tisztességtelen eszközökhöz az egyetemi tanulmányaik kapcsán. A korrelációs együtthatók azonban minden esetben 0,3 alattiak, ilyen módon ez a kapcsolat alapjában véve igen gyengének mondható (lásd 4. táblázat). A következõ lépésben megvizsgáltuk, hogy milyen összefüggést mutatnak a demográfiai és a tanulmányokkal kapcsolatos tényezõk az iskolai csalás gyakoriságával. Az iskolai csalás gyakoriságok esetében kizárólag az összegzett értéket használtuk a továbbiakban. A harmadik hipotézis teszteléséhez elõször felmértük azoknak a hallgatóknak a számát, akik egyrészt hallottak arról, hogy van-e etikai kódex az adott felsõoktatási intézményben, másrészt megkérdeztük tõlük, hogy olvasták-e azt. A diákok 32,2%-a szerint van etikai kódex abban a felsõoktatási

Cronbach-a Cronbach-a

Szeretek versenyezni, mert sokat tanulok belõle magamról. Nagyra becsülöm a versengést, mert a legjobbat hozza ki a képességeimbõl. Élvezem a versengést, mert megmutathatom a képességeimet és lehetõségeimet. Szeretek versenyezni, mert közben felfedezhetem képességeimet. Szeretek versenyezni, mert sokkal jobban segít kibontakoztatni a képességeimet, mintha ugyanazokat a tevékenységeket egyedül csinálnám. Szeretek versenyezni, mert versenytársaimmal emberileg közelebb kerülünk egymáshoz. Nem hiszem, hogy a versengés jó eszköz arra, hogy magamról vagy másokról tanuljak. A versengés nem alkalmas arra, hogy kihozza belõlem a legjobbat. A versengéstõl sem magam, sem másokat nem fogom jobban megismerni. A versengés nem segít abban, hogy jobban kifejezzem a képességeimet. Olyankor is rivalizálok, amikor mások nem versengenek velem. Sokszor komoly harccá változtatok barátságos játszmát vagy tevékenységet. Egészen magam alatt vagyok, ha veszítek egy sportversenyben. Tapasztalatom szerint olyan helyzetekben is versengek, ahol erre nincs szükség. Ha sportban nyerek, nem érzem, hogy mások felett állnék. A versenyhelyzetben nem az a fontos számomra, hogy mások elõl elvigyem a díjat. Az iskolában nem érzem magam fölényben olyankor, ha jobb eredményt érek el egy vizsgán, mint mások. A versenyben az ellenfelem nem látom ellenségnek. 0,848

0,600

0,768 0,758 0,697 0,679 0,662

ÖKVD

0,771 0,639 0,541 0,533

HVD

0,798 0,709 0,671

–0,796 –0,720 –0,686 –0,613

VTHD

0,671

0,699 0,691 0,525 0,512

ÉEKVD

A négyfaktoros modell faktorai: ÖKVD – önfejlesztõ-konstruktív versengés dimenziója; VTHD – a versengés tanulás- és hatékonyságcsökkentõ dimenziója; HVD – hiperversengés dimenziója; ÉEKVD – én-kiemelés eredményét kerülõ versengés dimenziója. A négy faktor összesen a variancia 46,26%-át magyarázza. A táblázat aljában az egyes skálákra, illetve az egész kérdõívre vonatkozó megbízhatósági mutatók értékei láthatók.

3. táblázat. Ryckman és munkatársai (1990, 1996) hiperversengés és önfejlesztõ versengés skáláin végzett PAF módszerrel és DO forgatással végzett faktorelemzés eredménye

163

Nagyobbra állítottam a margókat vagy a betûtípust, hogy a beadandóm hosszabbnak tûnjön, mint amilyen valójában. Hamis indokot mondtam az oktatónak, hogy miért hiányoztam az óráról/vizsgáról. Egy csoportfeladatban kevesebb munkát végeztem, mint amennyi a részem volt. Azelõtt, hogy levizsgáztam volna, illetéktelen forrásból megkaptam a kérdéseket. Azáltal segítettem egy másik hallgatónak, hogy odaadtam neki egy vizsga kérdéseit. Vizsga közben néztem egy másik hallgató dolgozatát. Hagytam egy másik hallgatónak, hogy nézze a dolgozatom vizsga közben. Megkértem egy másik hallgatót, hogy vizsgázzon le a nevemben. Készítettem egy puskát, amelyet bevittem a terembe, de aztán nem használtam. Puskáztam vizsga közben. Az egyik dolgozatomhoz felhasználtam forrásokat, amelyeket aztán nem tettem bele az irodalomlistába. Írtam egy dolgozatot, amit több mint egy kurzus követelményeként adtam be. Valaki más dolgozatát adtam be az egyik kurzus követelményeképpen. Megvásároltam egy dolgozatot, hogy azt a sajátomként adjam be. Vizsgáztam egy másik diák helyett. Megírtam egy dolgozatot egy másik diák számára. Eladtam egy dolgozatot egy másik diáknak. Összpontszám

* A korreláció 0,05-ös szinten szignifikáns. ** A korreláció 0,01-es szinten szignifikáns.

12. 13. 14. 15. 16. 17. 18.

2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11.

1.

ÖKVD

0,14* 0,19**

0,21**

VTHD

0,24*

0,19**

0,16* 0,15*

0,15*

0,18**

0,24** 0,16*

0,21**

HVD

0,13*

0,19**

ÉEKVD

ÖKVD – önfejlesztõ-konstruktív versengés dimenziója; VTHD – a versengés tanulás- és hatékonyságcsökkentõ dimenziója; HVD – hiperversengés dimenziója; ÉEKVD – az én-kiemelés eredményét kerülõ versengés dimenziója. Az eljárás elõtt a VTHD fent látható pontszámait megfordítottuk és a korreláció számítása során faktorpontszámokat használtunk. Az összpontszám az egyes kategóriákban adott válaszok összege.

4. táblázat. Korrelációk az egyes versengési dimenziók és az iskolai csalás Sims (1993) által felállított kategóriái közt

164


165

intézményben, amelyben tanulnak, míg 3,1%-uk szerint nincs etikai kódex és 64,8% nem tudja, hogy van-e vagy nincs. Mindemellett a diákok mindössze 9,7%-a olvasta a felsõoktatási intézmény etikai kódexét. Azok a diákok, akik olvasták az etikai kódexet, vagy a Nyíregyházi Fõiskolán (NYF) vagy a Szegedi Tudományegyetemen (SZTE) végzik a tanulmányaikat. Azonban mindez a NYF diákjainak mindössze 5%-ára és az SZTE diákjainak 15,5%-ára igaz. Viszont összehasonlítva az etikai kódexet korábban olvasó és nem olvasó diákokat, nincs szignifikáns különbség a két csoport között sem a csalás elfogadását, sem annak elkövetési gyakoriságát illetõen. Így a harmadik hipotézisünket az adatok nem támasztják alá (H3). A negyedik hipotézist (H4) támogatják az adatok, mivel pozitív korreláció van a csalás elfogadhatósága és a csalás gyakorisága között (r(225) = 0,34; p < 0,001). Tehát az eredmények szerint minél elfogadhatóbbnak tartja valaki a csalást, annál magasabb elkövetési gyakoriságról számol be. Az ötödik hipotézis (H5) is alátámasztást nyert, mely szerint a férfiak magasabb csalási gyakoriságról számoltak be, mint a nõi válaszadók (t(223) = 2,603, p < 0,010). Végül egy olyan regressziós modell felállítását tûztük ki célul, amely magában foglalja azokat a változókat, amelyek a vizsgálat alapján kapcsolatban állnak a csalás gyakoriságával. Így a lépésenkénti (stepwise) módszerrel kialakított regressziós modellben a függõ változóként a csalás gyakorisága szerepel, míg a független változók közt szerepet kap (1) a hiperversengés, (2) a sporttal töltött idõ, (3) a bulizás gyakorisága, (4) a csalás iránti attitûdök (elfogadhatóság) és (5) a nem. Az eredmények szerint a fenti változók közül az elfogadhatóság (b = 0,318, p < 0,001) és a hiperversengés (b = 0,178, p < 0,005) faktor volt szignifikáns hatással a csalás gyakoriságára (R 2 = 0,143; (F(df = 220) = 19,531, p < 0,001).

MEGVITATÁS A kutatás elsõdleges fókuszában az állt, hogy felmérjük a versengéssel kapcsolatos egyéni különbségek és az iskolai csalás közötti kapcsolatot. Az eredmények azt mutatják, hogy az önfejlesztõ versengés nem áll kapcsolatban az iskolai csalások semmilyen általunk mért fajtájával, míg a hiperversengés dimenziója pozitívan korrelál számos csalási formával. Azonban ezek a korrelációk gyengének minõsülnek, egyik esetében sem haladja meg a korrelációs együttható a 0,3-as szintet. Ezért úgy látjuk, hogy Anderman és Murdock (2007) könyvük egyik alapvetése esetén két ponton tévedett. Egyrészt a versengés – legalábbis magyar mintán annak személyiséghez köthetõ dimenziója – igen nagy valószínûség szerint korántsem a legjobb elõrejelzõje a csalásnak. Másrészt Anderman és Murdock (2007) feltevése olyan szempontból megkérdõjelezhetõ, hogy a szerzõpáros egy homogén és negatív konnotációkkal ellátott versengéskoncepcióval dolgozik, ahol a versengés célját illetõen nem különülnek el az önfejlesztõ és hiperversengõ kategóriák. Talán azért érdemes tekintetbe venni ezt az eredményt, mert az Anderman és Murdock (2007) által szerkesztett könyv egészét áthatja az a gondo-

166


lat, mely szerint a versengés egy negatív tényezõ, amely predesztinál a csalásra, és amelyet el kell fojtani az osztályban, ha a csalást csökkenteni szeretnénk. A jelen kutatás ugyan nem kutatta a versengéssel kapcsolatos szituatív tényezõk szerepét, de elképzelhetõ, hogy a versengõ osztálytermi klíma a személyiségtényezõknél erõsebb hatást gyakorol az iskolai csalások gyakoriságára. Azonban kevés empirikus kutatást (Smith, Ryan és Diggins, 1972; Taylor, Pogrebin és Dodge, 2002) szenteltek ezeknek a kérdéseknek a megválaszolására, amelybõl messzemenõ (Anderman és Murdock, 2007) és negatív (Whitley, 1998) következtetéseket vontak le a versengéssel kapcsolatban. A versengéssel kapcsolatos személyiségdimenziók jelen tanulmányban is demonstrált heterogén módon történõ értelmezéséhez hasonlóan lehetne a különbözõ versengõ szituációkat differenciáltabban értelmezni. Mindehhez megfelelõ alapot nyújthat a Fülöp Márta (1995) által bemutatott és továbbfejlesztett (Fülöp, 2006, 2008a) konstruktív-destruktív dimenzió mentén történõ kettéválasztás, amelyben a versengés számos aspektusa megjelenik. Ilyen szempontból tehát a jelen eredmények arra utalnak, hogy az iskolai csalás irodalmában a versengés fogalmát érdemes differenciáltabban kezelni és a továbbiakban azt feltárni, hogy milyen körülmények közt váltja ki a versengés a csalást, milyen körülmények közt nincs hatással arra, illetve gátolja annak megjelenését. A második lényeges üzenete a jelen tanulmánynak, hogy több magyar egyetemi kampusz vizsgálata esetében is az iskolai csalás számos formája rendkívül nagy mértékben jelen van a diákok életében. Az egy szemeszterre vonatkozó adatok szerint az derül ki, hogy a diákok döntõ többsége elfogadhatónak tartja a lesést, rendszeresen szokott lesni a számonkéréseken, illetve hagyja, hogy mások lessenek a dolgozatáról, holott kétharmaduk tisztában van azzal, hogy ilyen esetekben csalásról van szó. A kollaboratív csalási formáknál igen magas arányszámokkal találkozunk mind elfogadhatóság, mind csalási gyakoriság, mind annak tekintetében, hogy csalásnak tekintik-e az adott viselkedést. Az 5. táblázatban a jelen kutatáshoz nagyon hasonló, más országokból származó adatokat láthatunk. Jelen esetben csak azokra a csalástípusokra koncentrálunk, amelyeket több országban is felmértek. Az összehasonlításból kitûnik, hogy a Magyarországon magasabb önbevalláson alapuló csalási rátával találkozunk a legjellemzõbb vizsgacsalások esetében, mint Ausztráliában (Brimble és Stevenson-Clarke, 2005), Nagy Britanniában (Newstead, Franklyn-Stokes és Armstead, 1996) és az USA-ban (Carpenter, Harding és Finelli, 2006). Viszont a passzív kollaboratív vizsgacsalásokat illetõen a kollektivista értékekkel jellemezhetõ Szingapúrban (Lim és See, 2001) valamivel magasabb csalási ráta jelenik meg, mint a magyar minta esetében. A beadandókkal kapcsolatos csalásoknál, például az irodalomlistában nem megjelenõ hivatkozások és a dolgozatok megvásárlásának elõfordulásában alacsonyabb gyakorisággal találkozhatunk, mint az alábbi négy ország mintájának esetében. Mindemellett a magas csalási arány összhangban áll korábbi hazai eredményekkel, melyek szerint a magyar egyetemi hallgatók sokkal elfogadhatóbbnak tartják az iskolai csalást és gyakrabban nyúlnak ilyen jellegû tisztességtelen eszközökhöz, mint francia társaik (Orosz, 2009). A korábbi és a jelen eredmények arra

167


5. táblázat. Önbevalláson alapuló csalási gyakoriságok Magyarországon – MO, Ausztráliában – AUS (Brimble és Stevenson-Clarke, 2005), Nagy Britanniában – GB (Newstead és mtsai, 1996), Szingapúrban – SI (Lim és See, 2001) és az Amerikai Egyesült Államokban – USA (Carpenter és mtsai, 2006) Az összehasonlítást torzíthatja, hogy Magyarország esetében a számok az elõzõ félévre vonatkoznak, a többi ország esetében pedig a felsõoktatásban töltött tanulmányi idõ egészére. Csalási helyzet

MO (%)

AUS (%)

GB (%)

SI (%)

USA (%)

Vizsga közben néztem egy másik hallgató dolgozatát. Hagytam egy másik hallgatónak, hogy nézze a dolgozatom vizsga közben. Puskáztam vizsga közben. Az egyik dolgozatomhoz felhasználtam forrásokat, amelyeket aztán nem tettem bele az irodalomlistába. Megvásároltam egy dolgozatot, hogy azt a sajátomként adjam be.

82,7 92,0

20 24

36 46

54,2 94,4

36,7 46,3

70,7 37,8

11 45

8

15,6 85,1

31,9

1,7

6

5

21,4

10,9

engednek következtetni, hogy érdemes komoly erõfeszítéseket tenni a beadandókat érintõ tisztességtelenségek ellen, viszont valószínûleg nagyobb kihívásokkal állnak szemben a felsõoktatásban dolgozók az individuális és kollaboratív vizsgacsalások megelõzésének tekintetében. A jelen eredmények fényében végül érdemes szót ejteni az etikai kódexek jelentõségérõl. McCabe, Treviño és Butterfield (2001) szerint az etikai kódexek rendkívül hatékony eszközök lehetnek annak elérésében, hogy olyan normák tudjanak kialakulni egy felsõoktatási intézményen belül, amelyek mentén a diákok negatívan ítélik meg a tisztességtelenül viselkedõket. Ehhez azonban a fenti szerzõk szerint szükség van arra, hogy az etikai kódexek tartalmát a diákok ismerjék és mélyen elaborálják. Azokon az amerikai egyetemeken például, ahol jelen voltak az etikai kódexek, a diákok 25–40%-kal alacsonyabb csalási rátáról számoltak be. Az etikai kódexek esetében viszont kulcsfontosságú, hogy a szabályrendszert és a tisztességtelenség negatív következményeit mind az oktatók, mind a diákok komolyan vegyék. A jelen kutatás adatait figyelembe véve, melyek szerint a megkérdezett diákok 32%-a tud arról, hogy a felsõoktatási intézményében van etikai kódex és kevesebb mint 10%-uk olvasta ezt a dokumentumot, arra utal, hogy érdemes további erõfeszítéseket tenni az etikai kódexek kidolgozására és ismertetésére. A kutatás gyengeségei között lehet megemlíteni a viszonylag alacsony elemszámot. Ebbõl kifolyólag az értelmezések kiterjesztését illetõen óvatosnak kell lenni. Könnyen elképzelhetõ, hogy igen nagy szórás van a magyar felsõoktatási intézmények esetében a csalások elõfordulását illetõen. Bizonyosan egyes karokon és intézetekben több, más helyeken kevesebb erõfeszítést tesznek az iskolai csalás visszaszorítására, mint az általunk vizsgált egyetemi és fõiskolai karokon. A kutatás másik gyenge pontja, hogy nem vett figyelembe olyan rendkívül lényeges változókat, mint például a lebukás valószínûsége, a büntetés nagysága és a csalással kapcsolatos lelkiismeret-furdalás. Ezeknek a változóknak a fényében a regresz-

168


sziós modell magyarázott varianciája igen nagy valószínûség szerint magasabb lett volna, illetve valószínûleg a hiperversengés dimenziójának relatív súlya csökkent volna. Az iskolai csalás okainak feltárása többek között azért lehet lényeges, mert korábbi kutatások szerint az iskolai csalás és a munkahelyi tisztességtelenség kapcsolatban állnak egymással (Sims, 1993; Nonis és Swift, 2001; Lawson, 2004; Graves, 2008). Nonis és Swift (2001) és Sims (1993) is azt találta, hogy a jelen vizsgálatban is alkalmazott iskolai csalási helyzetekben adott összpontszám közepesen erõs korrelációban állt a munkahelyi csalások pontszámaival (r = 0,6). Az iskolai csalás és a munkahelyi tisztességtelenség kapcsolta esetében nem beszélhetünk oksági kapcsolatról, a két jelenség hátterében valószínûleg egy harmadik közös tényezõ állhat (pl. a kollektivizmus egyes fajtái, lásd Orosz, 2010), vagyis ugyanannak a jelenségnek lehet két különbözõ megnyilvánulási formája. Az iskolai és munkahelyi csalás közötti korreláció miatt mégis érdemes figyelmet szentelni az iskolai csalások gyakoriságára és az arra ható tényezõk vizsgálatára.

KONKLÚZIÓ A jelen kutatás elsõdleges célja az volt, hogy a magyar felsõoktatási intézményekben tanuló hallgatók esetében megvizsgálja a versengéssel kapcsolatos egyéni különbségek kapcsolatát az önbevalláson alapuló iskolai csalással. Az eredmények szerint míg a Ryckman és munkatársai (1996) által leírt önfejlesztõ versengés nincs kapcsolatban az iskolai csalás gyakoriságával, addig a hiperversengés (Ryckman és mtsai, 1990) mint személyiségvonás gyenge pozitív összefüggésben áll az önbevalláson alapuló iskolai tisztességtelenséggel. Ezek az eredmények arra utalnak, hogy legalábbis az egyéni különbségek tekintetében érdemes újraértelmezni Anderman és Murdock (2007) gondolatait azzal kapcsolatban, hogy a versengés az egyik legbiztosabb kiváltója a csalásnak. Mindemellett a jelen kutatás szerint a diákok Magyarországon nemzetközi viszonylatban is – önbevallás alapján – gyakran nyúlnak tisztességtelen eszközökhöz a számonkérések során. A fenti eredményeken kívül sikerült kimutatni a csalás iránti attitûdök pozitív összefüggését az iskolai csalással.

IRODALOM Anderman, E. M., Midgley, C. (2004): Changes in self-reported academic cheating across the transition from middle school to high school. Contemporary Educational Psychology, 29, 499–517. Anderman, E. M., Murdock, T. (2007): Psychology of Academic Cheating. San Diego, Elsevier. Anderman, E. M., Griesinger, T., Westerfield, G. (1998): Motivation and cheating during early adolescence. Journal of Educational Psychology, 90, 84–93. Baty, P. (2000): Copycats roam in an era of the new. Times Higher Education Supplement, 14, July, p. 4. Brickman, W. W. (1961): Ethics, examinations, and education. School and Society, 89, 412–415. Brimble, M., Stevenson-Clarke, P. (2005): Perceptions of the prevalence and seriousness of academic dishonesty in Australian universities. Australian Educational Researcher, 32(3), 19–44.


169

Carnevale, P. J., Probst, T. M. (1997): Good news about competitive people. In: W. R. Shardish, S. Fuller (eds.), The Social Psychology of Science. New York, The Guilford Press, 124–161. Carpenter, D. D., Harding, T. S., Finelli, C. J. (2006): The implications of academic dishonesty in undergraduate engineering on professional ethical behavior. Peer-reviewed proceedings of the 2006 World Environmental and Water Resources Congress. Omaha, NB. Charlesworth, W. R. (1996): Co-operation and competition: Contributions to an evolutionary and developmental model. International Journal of Behavioral Development, 19(1), 25–39. Cizek, G. J. (2003): Detecting and Preventing Classroom Cheating: Promoting Integrity in Assessment. Thousand Oaks CA, Corwin Press. Csanádi Andás, Harsányi Sz. Gergõ, Szabó Éva (2009): Lezárási Igény Kérdõív: A Need for Closure Scale magyar verziójának tesztelése egyetemista mintán. Alkalmazott Pszichológia, 11(1–2), 55–81. F. Lassú Zsuzsa (2004): Barátok és barátnõk – együtt és egymás ellen. Budapest, Akadémiai Kiadó. Fülöp Márta (1995): A versengésre vonatkozó tudományos nézetek III. A versengés a szociálpszichológiai elméletek tükrében. Pszichológia, 4, 435-474. Fülöp, M. (1999): Students’ perception of the role of competition in their respective countries: Hungary, Japan, USA. In: A. Ross (ed.), Young Citizens in Europe. London, University of North London, 195–219. Fülöp, M. (2001): Teachers’ perception of the role of competition in their respective countries: Hungary, Japan and USA. Children’s Social and Economic Understanding, 4(3), 142–159. Fülöp Márta (2002): A versengés kulturális tükörben. In: Halász L., Marton M., Czigler I. (szerk.), Az általánostól a különösig. Budapest, Books-in-Print, 337–356. Fülöp, M. (2004): Competition as a culturally constructed concept. In: C. Baillie, E. Dunn, Y. Zheng (eds.), Travelling Facts. The Social Construction, Distribution, and Accumulation of Knowledge. Frankfurt/New York, Campus Verlag, 124–148. Fülöp Márta (2006): Egyéni és csoportos versengés a szervezetekben. In: Mészáros Aranka (szerk.), A munkahely szociálpszichológiai jelentésvilága. Miskolc, Z-Press Kiadó, 194-232. Fülöp Márta (2008a): Paradigmaváltás a versengéskutatásban. Pszichológia, 28(2), 113–140. Fülöp, M. (2008b): Happy and unhappy competitors: what makes the difference? 4th European Congress of Positive Psychology, 11, Croatia, Opatija. Fülöp Márta (2009): Az együttmûködõ versengõ állampolgár nevelése: osztálytermi megfigyelések. Iskolakultúra, 3–4, 41–59. Fülöp, M., Berkics, M. (2003): Socialisation for coping with competition, winning and losing in two societies: Hungary and the UK. In: A. Ross (ed.), A Europe of Many Cultures. London, CICE Publication, 263–273. Fülöp Márta, Berkics Mihály (2007): A gyõzelemmel és a vesztéssel való megküzdés mintázatai serdülõkorban. Pszichológia, 3, 194–220. Graves, S. M. (2008): Student cheating habits: A predictor of workplace deviance. Journal of Diversity Management, 3(1), 15–22. Hawley, P. H. (2011): The role of competition and cooperation in shaping personality: An evolutionary perspective on social dominance, machiavellianism, and children’s social development. In: D. M. Buss, P. H. Hawley (eds.), The Dvolution of Personality and Individual Differences. New York, Oxford University Press, 61–85. Hetherington, E. M., Feldman, S. E. (1964): College cheating as a function of subject and situational variables. Journal of Educational Psychology, 55(4), 212–218. Kruglanski, A. W., Webster, D. M., Klem, A. (1993): Motivated resistance and opennes to persuasion in the presence or absence of prior information. Journal of Personality and Social Psychology, 65(5), 861–876. Kulik, B. W., O’Fallon, M. J., Salimath, M. S. (2008): Do competitive environments lead to the rise and spread of unethical behavior? Parallels from enron. Journal of Business Ethics, 59, 375–413. Lawson, R. (2004): Is classroom cheating related to business students propensity to cheat in the “real world”? Journal of Business Ethics, 49(2), 189–199. Lim, V. K. G., See, S. K. B. (2001): Attitudes toward, and intentions to report, academic cheating among students in Singapore. Ethics and Behavior, 11(3), 261–274.

170


McCabe, D. L., Treviño, L. K. (1997): Individual and contextual influences on academic dishonesty: A multicampus investigation. Research in Higher Education, 38, 379–396. McCabe, D. L., Treviño, L. K., Butterfield K. D. (2001): Cheating in Academic Institutions: A Decade of Research. Ethics and Behavios, 11(3), 219–232. Newstead, S. E., Franklyn-Stokes, A., Armstead, P. (1996): Individual differences in student cheating. Journal of Educational Psychology, 88, 229–241. Nonis, S., Swift, C. O. (2001): An examination of the relationship between academic dishonesty and workplace dishonesty: A multicampus investigation. Journal of Education for Business, 77(2), 69–77. Orosz Gábor (2008): Magyar és francia egyetemisták versengésrõl alkotott szociális reprezentációja. Pszichológia, 28(2), 165–194. Orosz Gábor (2009): Csalás a felsõoktatásban. Francia és magyar közgazdász hallgatók összehasonlító vizsgálata. Magyar Pszichológiai Szemle, 64(1), 253–284. Orosz, G. (2010): Social Representation of Competition, Fraud and Academic Cheating of French and Hungarian Citizens (Unpublised doctoral dissertation). Reims, Eötvös Lóránd Tudományegyetem, Université de Reims Champagne Ardenne. Paulhus, D. L. (1984): Two-component models of socially desirable responding. Journal of Personality and Social Psychology, 46, 598–609. Ryckman, M. R., Kaczor, L. M., Gold, J. A. (1996): Construction of a personal development competitive attitude scale. Journal of Personality Assessment, 66(2), 374–385. Ryckman, M. R., Hammer, M., Kaczor, L. M., Gold, J. A. (1990): Construction of a hypercompetitive attitude scale. Journal of Personality Assessment, 55(3–4), 630–639. Schwieren, C., Weichselbaumer, D. (2010): Does competition enhance performance or cheating? A laboratory experiment. Journal of Economic Psychology, 31(3), 241–253. Sims, R. L. (1993): The relationship between academic dishonesty and unethical business practices. Journal of Education for Business, 68(4), 207–211. Smith, C. P., Ryan, E. R., Diggins, D. R. (1972): Moral decision making: Cheating on examinations. Journal of Personality, 40, 640–660. Tauer, J. M., Harackiewicz, J. M. (2004): The effects of cooperation and competition on intrinsic motivation and performance. Journal of Personality and Social Psychology, 86, 849–861. Taylor, L., Pogrebin, M., Dodge, M. (2002): Advanced placement-advanced pressures: Academic dishonesty among elite high school students. Educational Studies, 33, 403–421. Tjosvold, D., Johnson, D. W., Johnson, R., Sun, H. (2006): Competitive motives and strategies in organizations: Understanding constructive interpersonal competition. Group Dynamics: Theory, Research, & Practice, 10, 87–99. Whitley, B. E. (1998): Factors associated with cheating among college students: A Review. Research in Higher Education, 39(3), 235–274. Whitley, B. E. Jr., Nelson, A. B., Jones, C. J. (1999): Gender differences in cheating attitudes and classroom cheating behavior: A meta-analysis. Sex Roles, 41, 657–680.

Gábor Orosz, Miriam Ivett Jánvári, János Salamon CHEATING AND COMPETITION IN THE HUNGARIAN HIGHER EDUCATION Literature of academic cheating has interpreted competition as a phenomenon which is in positive relationship with academic dishonesties. Contrasting to previous conceptualizations (Anderman & Murdock, 2007), the main goal of the present questionnaire study is the differentiation of the role of competition in academic cheating. Hence, the impact of personal-developmental competitive and hypercompetitive (Ryckman et al., 1990, 1996) attitudes towards competition were measured on the


171

frequency of self-reported cheating behavior. Results from university and college students (N = 230, F = 84; age (M) = 21,5 years, SD = 2,44) show that the dimension of personal-developmental competitive attitudes are not related to any form of academic cheating. However, hypercompetitive attitudes are in weak positive relationship with self-reported academic dishonesties. Nevertheless, taking into account other variables, such as attitudes toward cheating, the impact of hypercompetition on self-reported cheating behavior is weak. On the basis of these results, individual differences concerning competition have dissimilar effect on academic cheating. Moreover, contrasting to previous suppositions and results (Anderman and Murdock, 2007) – at least in the Hungarian context – it can be mistake to exaggerate the role of personal attitudes toward competition concerning academic cheating. Keywords: academic cheating, hypercompetition, personal-developmental competition, individual differences

CSALÁS ÉS VERSENGÉS A FELSÕOKTATÁSBAN 1

Recommend Documents