Hành vi đạo văn của sinh viên: Nghiên cứu điển hình tại các trường đại học trên địa bàn Hà Nội

Giải thưởng Sinh viên nghiên cứu khoa học Euréka lần 20 năm 2018

Kỷ yếu khoa học

HÀNH VI ĐẠO VĂN CỦA SINH VIÊN: NGHIÊN CỨU
ĐIỂN HÌNH TẠI CÁC TRƯỜNG ĐẠI HỌC
TRÊN ĐỊA BÀN HÀ NỘI
Trịnh Thị Nhật Lệ*, Nguyễn Thị Bích Phương, Nguyễn Thị Thơm
Trường Đại học Kinh tế Quốc dân
*Tác giả liên lạc:
TÓM TẮT
Mục tiêu của nghiên cứu này là xem xét hành vi đạo văn và phân tích ảnh hưởng
từ các nhân tố đến hành vi đạo văn của sinh viên tại một số trường đại học trên
địa bàn Hà Nội. Cụ thể, phân tích tác động của 3 nhân tố: chuẩn mực chủ quan,
thái độ, kiểm sóa t hành vi nhận thức đến hành vi đạo văn thông qua 2 nhân tố
trung gian: ý định và biện minh. Phương pháp phân tích SEM được áp dụng trên
mẫu gồm 845 sinh viên của 6 trường đại học để kiểm định các thang đo lường và
các giả thuyết nghiên cứu. Kết quả cho thấy các thang đo lường đều có giá trị và
đạt độ tin cậy. Hầu hết các giả thuyết đều được ủng hộ bởi bộ dữ liệu. Vì vậy,
nghiên cứu có những đóng góp quan trọng về mặt học thuật cũng như mặt thực
tiễn.
Từ khóa: Chuẩn mực chủ quan, thái độ, kiểm sóa t hành vi nhận thức, ý định,
biện minh, hành vi đạo văn.
PLAGIARISM BEHAVIOR OF STUDENT: PARTICULAR STYDY AT
SOME UNIVERSITIES IN HA NOI
Trinh Thi Nhat Le*, Nguyen Thi Bich Phuong, Nguyen Thi Thom
National Economics University
*Corresponding Author:
ABSTRACT
The goal of the study is examines plagiarism behavior of student and to analyze
the impacts of factors on plagiarism behavior of student at some universities in

Ha Noi. Specifically, it is used to analyze the impact of 3 factors: subjective
norms, attitude, perceived behavioral control on behavior by 2 medium factors:
intention and justification. This study uses the TPB as a fundamental theory to
which justification variable is added to develop a research model. SEM analysis
is applied to a sample of 845 students of 6 univercities to test the vlidation of
model and hypotheses. The result show that measures are reliable and valid. Most
of hypotheses are supported by collected data. Therefore, this study has
important academic and practical contributions.
Keywords: Subjective norms, attitude, perceived behavioral control, intention,
justification, behavior.
TỔNG QUAN
Đạo văn là một thách thức không hề
nhỏ đối với nền giáo dục hiện nay.
Trong nghiên cứu giáo dục bậc cao hơn
như đại học, cao đẳng, McCabe và
cộng sự (2001) cho rằng hành vi gian

lận và đạo văn đã tăng lên đáng kể
trong những thập niên gần đây. Do tính
phổ biến của hành vi đạo văn, có khá
nhiều nhà nghiên cứu viết về đề tài này,
Carpenter và cộng sự (2006) đã khẳng
định sự không trung thực trong học

430


Giải thưởng Sinh viên nghiên cứu khoa học Euréka lần 20 năm 2018

thuật đã trở thành vấn đề nghiêm trọng

tại các cơ sở học tập cao hơn. Đồng ý
với nhận định đó Gullifer và Tyson
(2010) tiếp tục ủng hộ ý kiến trước đó
bằng việc nhận định đạo văn được coi
là một vấn đề ngày càng gia tăng và các
trường đại học buộc phải dành nhiều
thời gian và nguồn lực để chống lại nó.
Tuy nhiên, theo nghiên cứu của
Bennett (2005) thì các nghiên cứu
trước đây về lĩnh vực đạo văn có xu
hướng tập trung vào việc ước tính mức
độ đạo văn ở các cơ sở giáo dục khác
nhau và giải thích ở cấp độ lý thuyết vì
sao đạo văn lại xảy ra. Gullifer và
Tyson (2010) cho rằng có rất nhiều
người thường khơng hiểu rõ ràng về
đạo văn, thậm chí cịn hiểu sai bản chất
của đạo văn. Đạo văn là một hình thức
không trung thực trong học thuật bằng
cách chiếm dụng, sử dụng các ngôn từ,
ý tưởng của người khác mà không
được cho phép hoặc không thừa nhận
nguồn.
Ở Việt Nam theo nghiên cứu của Trần
Nhã Thụy (2010) ngày nay chỉ có
khoảng 30% sinh viên tự hồn thành
bài của mình. Hành vi đạo văn vừa là
nguyên nhân vừa là biểu hiện của sự
kìm hãm phát triển tri thức trước hết là
của sinh viên, sau đó là ảnh hưởng đến

tồn xã hội.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG
PHÁP NGHIÊN CỨU
Lý thuyết hành vi có kế hoạch
Lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB)
của Ajzen (1991) đặt ra mục đích là dự
đóa n một loạt các hành vi của con
người thông qua các nhân tố: ý định,
chuẩn mực chủ quan, thái độ đối với
hành vi và kiểm sóa t hành vi nhận
thức. Nhân tố trọng tâm trong lý thuyết
này là ý định của một cá nhân để thực
hiện một hành vi nhất định (Ajzen,
1991). Các học giả như Stone và cộng
sự (2009), RajaKanagasabai và

Kỷ yếu khoa học

Roberts (2015) và gần đây nhất là của
Cronan và cộng sự (2018) đã mở rộng
mơ hình TPB cho nghiên cứu của mình
bằng cách thêm vào các biến mới. Kết
quả đều có tác động tích cực về mặt
học thuật cũng như mặt thực tiễn.
Phương pháp nghiên cứu
Để thực hiện đề tài trên, nhóm nghiên
cứu đã kết hợp 2 phương pháp nghiên
cứu định tính và định lượng. Thơng
qua thống kê, so sánh, tổng hợp các bài
nghiên cứu trước đó, nhóm nghiên cứu

xây dựng mơ hình và đặt ra các giả
thuyết nghiên cứu. Dữ liệu khảo sát
thơng qua bảng hỏi được phân tích,
đánh giá, tổng hợp với sự hỗ trợ của
phần mềm SPSS và AMOS, cụ thể là
các cơng cụ như: phân tích độ tin cậy
của thang đo qua hệ số Cronbach’s
Alpha, phân tích nhân tố khám phá
(EFA), phân tích nhân tố khẳng định
(CFA), mơ hình cấu trúc thanh đo
(SEM) và phân tích sự khác biệt
(ANOVA, MANOVA) nhằm khẳng
định các giả thuyết đã được đặt ra.
KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN
Mẫu nghiên cứu
Để tạo sự khách quan, nhóm nghiên
cứu khảo sát các sinh viên đang theo
học tại 6 trường đại học: Kinh tế Quốc
dân, Bách Khoa Hà Nội, Công nghiệp
Hà Nội, Lao động – Xã hội, Cơng
đồn, Thủy lợi để tìm ra mối quan hệ
giữa hành vi đạo văn với các nhân tố
tác động lên nó. Các trường đại học
chọn để khảo sát dựa vào tiêu chí khối
ngành và quy mơ đào tạo. Sau khảo sát
tổng số phiếu thu được là 921 phiếu,
sau khi lọc các phiếu khơng phù hợp
thì tổng số phiếu được sử dụng là 845
phiếu (đạt 91,74%).
Kết quả phân tích độ tin cậy của

thang đo và kiểm định giả thuyết
Khi phân tích hệ số Cronbach’s Alpha,
“Chuẩn mực chủ quan” loại biến quan
sát thứ 2 do có hệ số tương quan biến

431


Giải thưởng Sinh viên nghiên cứu khoa học Euréka lần 20 năm 2018

tổng 0,049 (nhỏ hơn 0,3). Biến “Thái
độ đạo văn” có 5 biến quan sát có hệ số
tương quan biến tổng nhỏ hơn 0,3 là
TD2, TD3, TD7, TD8, TD9 bị loại ra
khỏi thang đo. Sau khi loại bỏ các biến
rác, thu được các biến cịn lại đều có hệ
số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,6 nên
các thang đo có thể sử dụng được. Các
biến “Kiểm sóa t hành vi nhận thức”,
“Ý định”, “Biện minh”, “Hành vi đạo
văn” đều có hệ số Cronbach’s Alpha
nằm trong khoảng 0,7-1 do đó các
thang đo có sự liên kết với nhau và là
các thang đo đo lường tốt.
Kết quả phân tích nhân tố khám phá
(EFA) sau khi loại bỏ các biến không
thỏa mãn (BM6, TD1, HV3, YD1,
TD4, BM1, TD11, TD12, TD10, BM3,
HV1, YD2, HV2) thu được: Hệ số
KMO = 0,889 >0,5 và kiểm định

Bartlett’s có Sig = 0,000 <0,05 chứng tỏ
các biến quan sát có tương quan trong
tổng thể và phù hợp cho thực hiện EFA.
Số lượng nhân tố rút ra được là 6 phù
hợp với số lượng dự kiến ban đầu, các
biến quan sát đều có hệ số tải nhân tố
thỏa mãn điều kiện lớn hơn 0,5. Tổng
phương sai trích là 51,104% > 50% có
nghĩa là có 51,104% sự thay đổi của các
nhân tố là do các biến quan sát tạo nên.
Các thang đo lường từ kết quả phân tích
EFA bên trên là đối tượng của phân tích
nhân tố khẳng định (CFA). Kết quả phân
tích nhân tố khẳng định có CMIN =
508,338; CMIN/ df = 2,921< 3; Pvalue = 0,000 < 0,05. Các chỉ số CFI =
0,945 > 0,9; TLI = 0,934 > 0,9;
RMSEA = 0,048 <0,08. Do đó, khẳng
định mơ hình đáp ứng tốt với dữ liệu
thị trường.
Tiến hành kiểm định mơ hình cấu trúc
tuyến tính SEM thu được CMIN=
567,110; CMIN/df= 3,241 >3, các chỉ
số: GFI= 0,937; CFI =0,936; TLI =
0,923 đều lớn hơn 0,9 chưa thực sự phù
hợp (Phạm Đức Kỳ, 2007). Vì vậy
nhóm đã điều chỉnh các quan hệ có MI

Kỷ yếu khoa học

>6 để các chỉ số có kết quả phù hợp với

mơ hình nghiên cứu. Sau khi chạy
SEM lần 2, các hệ số đều về mức phù
hợp chung, kết quả chi tiết CMIN =
441,110; CMIN/df= 2,565 <3; CFI
=0,0956 >0,95; TLI = 0,946> 0,9;
RMSEA = 0,043 <0,08 và P =0,000
<0,05.
Kết quả kiểm định giả thuyết cho thấy
chuẩn mực chủ quan khơng có quan hệ
thuận chiều với nhân tố ý định, do có
hệ số chuẩn hóa là -0,15 với P < 0,001.
Như vậy giả thuyết H2 được chứng
minh: Chuẩn mực chủ quan có tác
động đến ý định tuy nhiên nó là tác
động ngược chiều. Giả thuyết H1 và
H3 bị bác bỏ do khơng có ý nghĩa
thống kê, tức là chuẩn mực chủ quan
không tác động đến biện minh và hành
vi đạo văn. Các giả thuyết H5, H6 được
chứng minh do có ý nghĩa thống kê và
có hệ số chuẩn hóa dương chứng tỏ thái
độ có tác động thuận chiều đến ý định
và biện minh. Giả thuyết H4 bị bác bỏ
do không có ý nghĩa thống kê: thái độ
khơng tác động đến hành vi đạo văn.
Tương tự kiểm sóa t hành vi nhận thức
có tác động thuận chiều đến ý định và
biện minh, nhưng không tác động đến
hành vi đạo văn đồng nghĩa với giả
thuyết H8, H9 được chấp nhận còn giả

thuyết H7 bị bác bỏ. Các giả thuyết
H10, H11 được chấp nhận do có hệ số
chuẩn hóa dương và có ý nghĩa thống
kê tức là biện minh và ý định có tác
động thuận chiều đến hành vi đạo văn.
Qua kiểm tra ANOVA và MANOVA
hành vi đạo văn chỉ có sự khác biệt
theo biến kiểm sóa t giới tính và khối
ngành. Cịn đối với ý định và biện minh
có sự khác biệt theo các biến kiểm sóa
t giới tính, khối ngành và điểm trung
bình tích lũy. Như vậy giả thuyết 12
được chấp nhận, tức là có sự khác biệt
về đặc điểm cá nhân trong ý định, biện
minh và hành vi đạo văn.
Thảo luận

432


Giải thưởng Sinh viên nghiên cứu khoa học Euréka lần 20 năm 2018

Kết quả của các nghiên cứu trước
không chỉ được cơng nhận mà đồng
thời ở nghiên cứu này cịn chỉ ra sự
khác biệt do bối cảnh mới. Bài nghiên
cứu đồng tình với quan điểm của Stone
và cộng sự (2009) rằng thêm biến biện
minh vào mơ hình và tác động của nó
trực tiếp đến hành vi đạo văn là hồn

tồn hợp lý. Kết quả của nghiên cứu
cho thấy chuẩn mực chủ quan khơng
tác động đến biện minh và có tác động
ngược chiều đối với ý định điều này có
chút khác biệt so với nghiên cứu
RajaKanagasabai và Roberts (2015).
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu đã đồng
tình với quan điểm của Bandura và
cộng sự (1980) rằng nhận thức kiểm
sóa t hành vi là nhân tố có tác động
mạnh nhất lên hành vi và ngược lại. Sự
khác biệt về các biến nhân khẩu học
như giới tính, năm học, khối ngành,
điểm trung bình học tập (GPA) hay
làm thêm cũng có ảnh hưởng tới biến
phụ thuộc hành vi đạo văn. Nhóm
nghiên cứu sử dụng kết quả này như

Kỷ yếu khoa học

một điểm mới của đề tài là cơ sơ tiếp
cận cho những nghiên cứu tiếp theo.
KẾT LUẬN
Nghiên cứu này đánh giá được thực
trạng hành vi đạo văn của sinh viên các
trường đại học ở Hà Nội trong bối cảnh
và thời gian hiện nay. Phương pháp
học tập sai trái có thể được giảm đi
bằng cách định hình thái độ đạo văn,
thay đổi nhận thức về các chuẩn mực

chủ quan liên quan đến tỷ lệ đạo văn,
và làm tăng kiểm sóa t hành vi nhận
thức của sinh viên về việc đạo văn
của họ, ví dụ như nhấn mạnh đến hậu
quả của việc đạo văn. Việc hiểu và
giảm bớt hành vi sai trái trong học
tập (trong đó có đạo văn) là rất quan
trọng để thúc đẩy hành vi đạo đức và
các giá trị của người lãnh đạo trong
tương lai. Nhận biết được điều này,
các bên liên quan (như các trường đại
học, sinh viên…) sẽ có các giải pháp
cũng như chế tài nhằm hạn chế tình
trạng đạo văn.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
AJZEN, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational behavior and
human decision processes, 50(2), 179-211.
BANDURA, A., ADAMS, N. E., HARDY, A. B., AND HOWELLS, G. N.
(1980). Tests of the generality of self-efficacy theory. Cognitive Therapy
and Research, 4, 39-66.
BENNETT, R. (2005). Factors associated with student plagiarism in a post‐1992
university. Assessment & Evaluation in Higher Education, 30(2), 137-162.
CARPENTER, D. D., HARDING, T. S., FINELLI, C. J., MONTGOMERY, S.
M., & PASSOW, H. J. (2006). Engineering students' perceptions of and
attitudes towards cheating. Journal of Engineering Education, 95(3), 181194.
CRONAN, T. P., MULLINS, J. K., AND DOUGLAS, D. E. (2018). Further
understanding factors that explain freshman business students’s academic
integrity intention and behavior: Plagiarism and sharing homework.
Journal of Business Ethics, 147(1), 197-220.

433