Gender Differences in Student Ethics: Are Females Really More ...

52 downloads 114 Views 323KB Size Report
Shafer, Morris and Ketchland. (2001) identify the need to align personal and societal ethics as a cornerstone of efforts to im- prove ethical decision making.
Becker, D. A. & Ulstad, I. (2007).  Gender Differences in Student Ethics:  Are Females Really More Ethical?  Plagiary:  Cross‐ Disciplinary Studies in Plagiarism, Fabrication, and Falsification, 77‐91.   

Gender Differences in Student Ethics:  Are Females   Really More Ethical?   

  DʹArcy A. Becker and Ingrid Ulstad    E‐mail:   [email protected][email protected] Abstract Investigations of gender differences in student ethics have yielded conflicting results. This study seeks to determine whether gender effects persist when a student's major, psychological gender and impression management are included in the analysis. Prior research has considered these variables individually as they relate to ethics, and each one would theoretically cause gender differences to disappear. Students at three universities participated in our research. Results from 515 students reveal significant gender differences that do not fade as the three additional variables are included in the analysis.

major (Jeffrey, 1993), among others. To the extent  these  individual  student  differences  translate  to  different  views  about  ethical  issues,  they  may  impact the design of ethics training.     This  study  reports  results  of  a  survey  measur‐ ing  how  acceptable  students  find  some common  forms of academic cheating. We examine student  ratings in light of the societal expectation that all  forms  of  cheating  are  completely  unacceptable.  Our results show female students find the cheat‐ ing behaviors to be much less acceptable than do  male  students.  We  investigate  how  robust  these  gender  differences  are  by  considering  the  im‐ pacts  of  psychological  gender,  impression  man‐ agement, and student major on the results. Over‐ all,  biological  gender  effects  persist  after  consid‐ eration of these variables.  

Introduction The  formalization  of  ethics  training  for  ac‐ counting  students  has  become  a  major  concern  following reports of rampant cheating at the col‐ lege  level  and  recent  business  scandals.  Ethics  education, which provides training in systematic  thinking  and  reasoning  about  ethics,  may  be  es‐ sential  at  the  college  level  if  personal  and  busi‐ ness  ethics  are  to  be  improved  (Bampton  and  Maclagan,  2005).  Shafer,  Morris  and  Ketchland  (2001)  identify  the  need  to  align  personal  and  societal  ethics  as  a  cornerstone  of  efforts  to  im‐ prove  ethical  decision  making.  If  ethics  training  is  to  accomplish  the  goal  of  aligning  ethical  be‐ liefs, we need to understand the current status of  student ethics as we design an ethics curriculum.     It  is  also  essential  to  understand  how  student  ethics  vary  across  subsets  of  students.  Factors  reported  in  the  literature  include  student  gender  (Ameen, Guffey and McMillan, 1996) and student 

Literature and Hypotheses Investigations of gender effects on student eth‐ ics  have  produced  varied  results.  To  the  extent  that biological gender has been found to have an  impact,  females  are  generally  shown  to  be  more  ethical.  This  study  looks  for  gender  effects  in  a  decision  setting  with  which  students  are  very  familiar: academic cheating. Students should un‐ derstand  the  consequences  of  acting  unethically  in  academia.  Most  schools  have  codes  of  ethics  that  address  these  consequences,  and  many  fac‐ ulty  include  those  consequences  in  their  course  syllabi.     77

Plagiary 2007 (generally  considered  to  be  female  characteris‐ tics) is measured by the expressiveness scale.   Rather  than  biological  gender,  it  may  be  the  strength  of  expressiveness  conditioning  that  de‐ termines  ethical  attitudes.  This  implies  that  stu‐ dents with higher expressiveness will be less ac‐ cepting  of  cheating  behaviors.  This  leads  to  hy‐ pothesis 2 (in null form): 

Females  may  try  to  avoid  the  negative  conse‐ quences  of  cheating  and  tend  toward  ethical  ac‐ tion. This is consistent with females’ general ten‐ dency  toward  risk  aversion.  For  example,  fe‐ males  generally  prefer  to  avoid  shame  (Tibbetts,  1997)  and  financial  risk  (Jianakopolos  and  Ber‐ nasek,  1998).  Conversely,  males  may  be  more  prone to risk‐taking, focusing more on perceived  benefits of cheating and less on the consequences  of  being  caught.  These  differences  may  lead  to  gender effects in student attitudes about cheating  behaviors, which is hypothesis 1 (in null form): 

H2: There will be no biological gender difference  in student ratings of cheating behaviors  once student expressiveness is taken into  account. 

H1: There will be no biological gender difference  in student ratings of cheating behaviors. 

  Another  possible  reason  for  the  inconsistent  results  in  prior  research  could  be  the  failure  to  account  for  a  social  desirability  bias  in  the  data.  In  any  study  of  ethics  attitudes,  survey  respon‐ dents may give false responses in an effort to ob‐ scure  their  true  feelings.  Ethics  are  an  intensely  personal  matter  and  respondents  may  not  want  anyone  to  know  they  would  take  unethical  ac‐ tions to gain desired outcomes. There is a perva‐ sive  tendency  to  present  oneself  in  the  most  fa‐ vorable  light  relative  to  prevailing  social  norms  (King and Bruner, 2000). This interest in answer‐ ing  in  a  socially  desirable  manner  is  known  as  impression  management;  impression  manage‐ ment  should  be  controlled  for  in  ethics  research  using self‐reported data (Bernardi et al., 2003). In  most ethics research on gender, impression man‐ agement is not measured and therefore it may be  a  missing  explanatory  variable  for  some  of  the  inconsistent results. 

  A  possible  explanation  of  inconsistent  results  in  prior research may be a concentration on biologi‐ cal  gender  rather  than  on  psychological  gender.  Regardless  of  biological  gender,  adopting  the  social conditioning of one’s psychological gender  may impact attitudes toward ethics. Socialization  is  partly  a  function  of  conditioned  behaviors,  which tend to be gender‐specific (Terpstra et. al.,  1993). Many theories about gender and ethics are  based  on  socialization  theory  (McCabe,  Ingram,  and Dato‐on, 2006). Women may be conditioned  to reject less ethical actions to obtain desired out‐ comes  because  they  have  been  conditioned  to  take  actions  which  gain  the  approval  of  others.  Men  may  be  conditioned  to  accept  less  ethical  actions  to  obtain  desired  outcomes  because  they  have been conditioned to be more aggressive and  competitive  (McCabe,  Ingram  and  Dato‐on,  2006).     The  Personal  Attributes  Questionnaire  (PAQ)  (Spence et. al., 1975) measures psychological gen‐ der  in  terms  of  instrumental  and  expressiveness  strengths.  The  strength  of  assertiveness  traits  (generally  considered  to  be  male  characteristics)  is measured by the instrumental scale, while the  strength  of  desirable,  socially‐oriented  traits 

    In  a  variety  of  settings  females  have  been  less  inclined  to  engage  in  impression  management  (e.g.  Singh,  Kumra  and  Vinnicombe,  2002);  this  may  also  be  true  in  academia.  Respondents  en‐ gaging  in  impression  management  in  this  study  are  more  likely  to  rate  academic  cheating  as  un‐ acceptable,  which  could  obscure  gender  differ‐ ences. This leads to hypothesis 3 (in null form):    78

Gender Differences in Student Ethics—Becker & Ulstad study measured both self‐reported hours worked  per  week  and  hours  spent  studying  per  week,  and included these variables in the analysis.     Method   

H3: There will be no biological gender difference  in student ratings of cheating behaviors once  impression management is taken into ac‐ count. In addition to psychological gender and impres‐ sion management, student major may impact the  relationship  between  biological  gender  and  eth‐ ics.  In  the  accounting  curriculum  there  is  sub‐ stantial  ethics‐related  content;  graduates  in  ac‐ counting  are  exposed  to  such  content.  This  should  reduce  gender  differences  by  improving  the  ethics  of  all  accounting  students.  Ethics  con‐ tent of curricula in other business fields may not  be  the  same,  which  would  allow  gender  differ‐ ences to persist among those students. Therefore,  we investigate whether gender effects are present  for  accounting  majors  and  non‐accounting  busi‐ ness majors separately.     We  hypothesize  (in  null  form)  this  relationship  between gender and major:      H4: There will be no biological gender difference  in student ratings of cheating behaviors once  student major is taken into account.    H4a: There will be no biological gender differ‐ ence in student ratings of cheating be‐ haviors for accounting majors.    H4b: There will be no biological gender differ‐ ence in student ratings of cheating be‐ haviors for non‐accounting business ma‐ jors. 

Undergraduate  students  from  three  AACSB‐ accredited universities participated in this study.  Participating schools included two from the Mid‐ west,  one  public  and  one  Jesuit  school;  and  one  East  coast  Jesuit  school.  Institutional  Review  Board approval for this study was obtained from  all three schools.     Students  answered  a  10‐minute,  4  section  sur‐ vey  during  class  time.  Participation  was  volun‐ tary  and  anonymous;  no  extra  credit  was  given  for  participation.  In  the  first  section,  students  provided  demographic  information.  Subsequent  sections contained questions measuring attitudes  toward academic behaviors, impression manage‐ ment,  and  psychological  gender.  Two  orders  of  the survey were used; all students answered the  demographic  questions  first.  Half  of  the  respon‐ dents answered the academic behavior questions  next,  followed  by  the  gender  and  impression  management questions. The other half of the stu‐ dents answered the gender and impression man‐ agement  questions  next,  followed  by  the  aca‐ demic  behavior  questions.  The  order  of  the  sur‐ vey  questions  was  not  a  significant  variable  in  any of the results.      In the second section, students rated the accept‐ ability of 14 academic behaviors (Figure 1). Nine  of  the  items  are  from  the  Academic  Dishonesty  Scale  of  McCabe  and  Trevino  (1997);  all  nine  items  are  considered  academically  dishonest.  Five items (1, 6, 9, 10 and 13) were added which  are  not  considered  to  be  dishonest  actions  (shown in bold print). A mix of items helped en‐ sure students had to read and consider each item  individually  rather  than  just  marking  replies  to  each  item  in  the  same  way.  Responses  were  given  on  a  Likert  scale  from  1  (completely  dis‐ honest) to 5 (completely honest). Using this scale, 

Additional Moderating Variables     There are possible explanations beyond psycho‐ logical gender (expressiveness), impression man‐ agement  and  student  major  for  the  inconsistent  gender  results  found  in  studies  with  students.  The number of hours working and the number of  hours  spent  studying  may  have  an  effect.  This 

79

Plagiary 2007 In the third section of the survey, students an‐ swered  questions  to  measure  their  levels  of  im‐ pression management (see Figure 2). The twenty  items  are  from  the  Balanced  Inventory  of  Desir‐ able  Responding  (BIDR),  version  7  (Paulus,  1998). The major use of this scale is in differenti‐ ating  fakers  from  non‐fakers;  it  helps  determine  if  respondents are  purposely  enhancing  their  re‐ plies  when  completing  questionnaires  (Paulus,  1998).  The  scale  has  strong  reliability,  with  a  Cronbach  Alpha  of  .83,  and  has  high  test‐retest  correlation  (Robinson,  Shaver  and  Wrightsman,  1991). 

Bolin  (2004)  showed  that  attitude  toward  aca‐ demic dishonesty was a strong predictor of a stu‐ dent’s level of cheating.     The  Academic  Dishonesty  Scale  has  been  shown  to  be  highly  reliable  (Cronbach  alpha  of  .90).  Confirmatory  factor  analysis  showed  the  items  in  the  Academic  Dishonesty  Scale  in  one  factor  and  the  five  additional  (honest)  items  in  another factor. Each student’s ratings of the nine  items  in  the  Academic  Dishonesty  Scale  were  summed  to  create  one  variable  (CHEAT).  The  higher  the  value  of  CHEAT,  the  more  accepting  the student was of the cheating behaviors. 

Figure 1. Academic Dishonesty Scale 1. Do more than your share of work in a group project

1

2

3

4

5

2. Use unfair methods to learn what was on a test before it is given

1

2

3

4

5

3. Copy material and turn it is as your own work

1

2

3

4

5

4. Use material from a published source in a paper without giving the author credit

1

2

3

4

5

5. Help someone else cheat on a test

1

2

3

4

5

6. Study for exams with other students in the same course

1

2

3

4

5

7. Collaborate on solutions to an assignment when collaboration is specifically prohibited

1

2

3

4

5

8. Copy from another student during a test

1

2

3

4

5

9. Prevent other students from copying from you during a test

1

2

3

4

5

10. Keep exam information private from students in later sections of the same course

1

2

3

4

5

11. Receive substantial help on an individual assignment without your instructor’s permission

1

2

3

4

5

12. Cheat on a test in any way

1

2

3

4

5

13. Memorize questions from quizzes that may appear on exams

1

2

3

4

5

14. Use a textbook or notes on a test without your instructor’s permission

1

2

3

4

5

80

Gender Differences in Student Ethics—Becker & Ulstad In  determining  whether  a  student  is  engaging  in  impression  management,  an  impression  man‐ agement rating (IMR) is obtained. Note in Figure  2  that  the  odd‐numbered  items  would  be  an‐ swered  as  1  or  2  if  a  respondent  was  trying  to  make a good impression. Also note that the even‐ numbered  items  would  be  answered  6  or  7  if  a  respondent  was  trying  to  make  a  good  impres‐ sion.  In  reality,  most  of  us  would  answer  some‐ where  in  the  middle  of  the  scale  to  nearly  all  items.  Scoring  of  the  BIDR  uses  this  knowledge  to  create  the  IMR.  For  the  odd‐numbered  items,  sum  the  number  of  1ʹs  and  2ʹs;  for  the  even‐ numbered items,  sum  the number  of 6ʹs and 7ʹs. 

The overall sum creates one IMR for each respon‐ dent  that  ranges  from  0‐20.  The  higher  the  IMR,  the  more  the  person  has  engaged  in  impression  management.    In  the  fourth  section  of  the  survey,  students  answered questions from the Personal Attributes  Questionnaire  (PAQ)  (Spence  et.  al.,  1975)  to  measure  their  instrumental  and  expressive  traits  (see  Figure  3).  The  Scale  has  high  reliability  (Cronbach  Alpha  of  .76).  Males  are  expected  to  have  a  higher  rating  on  the  instrumental  scale  while  females  are  expected  to  have  a  higher  rat‐ ing on the expressiveness scale. 

Figure 2. Impression Management Scale Using the scale below as a guide, write a number beside each statement to indicate how much you agree with it. Not True

Very 1

2

3

4

5

6

7

____ 1. I sometimes tell lies if I have to. ____ 2. I never cover up my mistakes. ____ 3. There have been occasions where I have taken advantage of someone. ____ 4. I never swear. ____ 5. I sometimes try to get even rather than forgive and forget. ____ 6. I always obey laws, even if I’m unlikely to get caught. ____ 7. I have said something bad about a friend behind their back. ____ 8. When I hear people talking privately, I avoid listening. ____ 9. I have received too much change from a salesperson without telling him or her. ____ 10. I always declare everything at customs. ____ 11. When I was young I sometimes stole things. ____ 12. I have never dropped litter on the street. ____ 13. I sometimes drive faster than the speed limit. ____ 14. I never read sexy books or magazines. ____ 15. I have done things I don’t tell other people about. ____ 16. I never take things that don’t belong to me. ____ 17. I have taken sick leave from work or school even though I wasn’t really sick. ____ 18. I have never damaged a library book or store merchandise without reporting it. ____ 19. I have some pretty awful habits. ____ 20. I don’t gossip about other people’s business. 81

True

Plagiary 2007 East  coast.  The  study  included  220  accounting  majors and 295 non‐accounting business majors.  Table  2  shows  demographic  information  in‐ cluding  students’  age,  year  in  school,  and  self  reported GPA (on a 4‐points scale), separated by  major. Accounting majors are similar to students  in  other  fields  for  age,  year  and  self‐reported  GPA.  This  facilitates  comparisons  of  accounting  majors’  versus  non‐accounting  majors’  attitudes  about ethics.    We  examined  the  mean  dishonesty  ratings  of  the items in Figure 1. If students believed an item  reflected  completely  dishonest  behavior,  they  would  give  it  a  rating  of  1.  Students  do  not  uni‐ versally agree that these behaviors are completely 

Items  shown  in  bold  print  measure  instrumen‐ tal traits while the remaining measure expressive  traits.  Confirmatory  factor  analysis  showed  the  eight  instrumental  items  in  one  factor  (variable  name  INSTRUM)  and  the  eight  expressive  items  in  another  factor  (variable  name  EXPRESS).  For  each scale, a student’s total responses to items are  used to create one rating ranging from 8 to 40.  Results Table  1  shows  the  distribution  of  students  across different majors. The 515 participants were  all business majors. 400 students attend the public  university;  79  attend  a  Jesuit  university  in  the  Midwest, and 36 attend a Jesuit university on the 

Figure 3. Personal Attributes Questionnaire * Not at all independent

1

2

3

4

5

Very independent

Not at all emotional

1

2

3

4

5

Very emotional

Very passive

1

2

3

4

5

Very active

Able to devote self completely to others

1

2

3

4

5

Not at all able to devote self completely to others

Very rough

1

2

3

4

5

Very gentle

Not at all helpful to others

1

2

3

4

5

Very helpful to others

Not at all competitive

1

2

3

4

5

Very competitive

Not at all kind

1

2

3

4

5

Very kind

Not at all aware of feelings of others

1

2

3

4

5

Very aware of feelings of others

Can make decisions easily

1

2

3

4

5

Has difficulty making decisions

Gives up very easily

1

2

3

4

5

Never gives up easily

Not at all self confident

1

2

3

4

5

Very self confident

Feels very inferior

1

2

3

4

5

Feels very superior

Not at all understanding of others

1

2

3

4

5

Very understanding of others

Very cold in relations with others

1

2

3

4

5

Very warm in relations with others

Goes to pieces under pressure

1

2

3

4

5

Stands up well under pressure

* Instrumental scale in bold print; expressive scale in regular print. 82

Gender Differences in Student Ethics—Becker & Ulstad

Table 1. Student Participant Information Number of Participants Major

Female Students

Male Students

Total Students

Accounting

106

114

220

Finance

46

17

63

Management Information Systems

19

8

27

Management

53

33

86

Marketing

23

40

63

Business Administration

35

13

48

Other Business

5

3

8

Totals

287

228

515

Table 2. Student Participant Demographic Information Mean (Standard Deviation) Major

Age

Year*

GPA**

Accounting

21.71

3.18

3.29

(3.06)

(0.87)

(0.37)

21.27

3.21

3.36

(3.43)

(0.54)

(0.37)

20.56

2.70

3.11

(1.42)

(0.82)

(0.35)

21.37

3.32

3.12

(1.37)

(0.80)

(0.39)

21.70

3.19

3.18

(2.75)

(0.85)

(0.36)

21.21

3.29

2.99

(1.43)

(0.87)

(0.42)

20.88

3.13

3.13

(1.25)

(0.99)

(0.49)

20.67

2.67

3.49

(0.57)

(0.58)

(0.21)

Finance Management Information Systems Marketing Management Business Administration Other Business Non Business

* Year is 1=freshman and so forth. ** GPA is self-reported grade point average, 4-point scale. 83

Plagiary 2007 unacceptable;  there  is  significant  variability  in  the  ratings  for  each  item.  However,  all  means  except one item associated with collaboration are  statistically  the  same  as  the  scale  minimum  rat‐ ing  of  one.  The  item  for  which  student  and  fac‐ ulty opinions differ marginally is item 11 (receive  substantial  help  on  an  individual  assignment  without  your  instructor’s  permission).  The  stu‐ dents’  mean  rating  is  marginally  significantly  above  the  scale  minimum  (p=.08).  On  average,  students  share  faculty  beliefs  about  the  honesty  or dishonesty of these actions.    Hypothesis Testing

To test hypothesis 1, each student’s total cheat‐ ing  rating  was  computed  as  one  score  by  sum‐ ming  the  student’s  ratings  of  the  nine  items;  the  variable  CHEAT  is  analyzed  for  gender  effects  (see  Table  4).  As  shown  in  Panel  B  of  Table  4,  biological  gender  is  a  significant  determinant  of  CHEAT. Based on these results, hypothesis one is  rejected;  there  is  a  difference  in  the  ratings  of  cheating behaviors.    To test hypothesis 2, the variable EXPRESS was  added to the analysis as a covariate (see Table 5).  EXPRESS  was  created  by  summing  each  stu‐ dent’s  responses  to  the  expressiveness  questions  from  the  PAQ.  Panel  A  of  Table  5  shows  the  means for EXPRESS for each gender. The means  are significantly different, with females having a  higher expressiveness rating on average. Panel B  of  Table  5  shows  that  Gender  is  still  significant  (p