高校教師科研與教學關系的實證研究

摘要： 采用“高校教師工作績效與勝任特征問卷”調查了442名高校教師，旨在了解科研與教學之間的關系。結果發現：高校教師教學效能與科研績效之間是相關而非獨立的關系 （r =0.35，p<.001），通過非遞歸結構方程模型發現，科研與教學之間是單向的影響關系，即科研績效顯著正向影響教學效能，而非相反；對高校教師教學效能影響最大的是溝通合作能力（β=.58），其次是科研績效（β=0.18），二者共可解釋教學效能變異的44%。群組比較發現，普通本科高校與高職（專科）院校教師在結構模型M3的路徑系數上無顯著差異。研究支持高校教師科研與教學之間是“源”與“流”的關系。

關鍵詞：高校教師；科研績效；教學效能；學術創新能力； 溝通合作能力

中圖分類號：G649.711

文獻標識碼：A

文章編號：1672-0717（2018）04-0051-07

收稿日期：2018-04-30

基金項目：廣東省高等教育教學改革項目“高校教學名師成長機制與培養途徑的研究與實踐”（2012024）；中山大學國家高等教育質量常態監測數據中心2016年高等教育質量研究課題“基于‘學教評一致性理論的本科課程教學質量測評工具研發”（M1604）。

作者簡介：牛端（1973-），河南內鄉人，教育學博士，中山大學心理學系副教授，主要從事教育心理學、心理與教育測評研究；廣州，510300。

一、問題的提出

教育界普遍的觀點是教學與科研相長。關于高校教師教學與科研之間的關系，國內外研究者進行了很多探討，但是研究結論存在較大分歧。Coate、Barnett和Williams概括了教學與科研之間有六種可能的關系[1]（P165-172）：第一，科研與教學是統一的（integrated）關系。例如，周川認為洪堡“教學和科研的統一性”原則必然導致教學過程與研究過程統一，表現為教學過程科研化，科研過程教學化[2]。第二，科研對教學有積極的影響。理由是處于科研前沿的研究者更有資格、熱情和親身的研究經歷去教授該學科的最新知識。例如，劉獻君指出，科研與教學之間是“源與流”的關系[3]。第三，教學對科研有積極的影響。理由是教學（特別是研究生課程教學）會迫使教師梳理學術觀點，發現研究問題，而學生的觀點也會激發教師新的思路。學者的經歷表明，教師有可能通過教學發現自己的“學術增長點”[4]（P21）。第四，教學與科研之間沒有相關。解釋是研究與教學是兩種非常不同的才能，很少教師能同時擅長這兩種才能。劉獻君、張俊超、吳洪福的調查發現教學與科研二者之間確有差異[5]（P38）。也有研究者發現，教師的教學效能與科研產出之間的相關系數非常微弱[6]（P619），沒有達到顯著程度[7]（P78）。第五，科研對教學有負向的影響。理由是教師的時間和精力是稀缺資源，如果教師投入研究的資源多，那么投入教學改進和課程開發的時間必然減少[8]。Marsh和Hattie[6]（P623）的研究發現，自評研究能力強的老師會將更多時間和精力投入研究而非教學。第六，教學對科研有負向的影響。理由是教學與科研在資源投入上是競爭關系，教師將過多精力投入教學會導致投入科研的時間減少，從而對科研產出產生負向影響。顧麗娜、陸根書、施伯琰的研究發現，教學投入較多的教師其科研產出相對較少，教學投入較少的教師其科研產出相對較多[9]（P26-27）。

綜上分析，教學與科研之間的六種關系都各有其理據，而以往研究多采用相關或結構方程遞歸模型研究二者的關系，較少采用結構方程非遞歸模型，深入研究科研與教學之間究竟是單向還是雙向的影響關系。同時，由于學術創新能力和溝通合作能力是影響教師科研績效與教學效能的核心勝任力[10]，因此，本研究旨在采取結構方程非遞歸模型，在考慮高校教師核心勝任力的基礎上，檢驗教學效能與科研績效之間是否為獨立的關系。如果結果是相關的關系，那么，二者之間是單向還是雙向的影響？

二、研究方法

（一）研究問題

問題1：高校教師的科研績效與教學效能之間是獨立的關系還是相關的關系？

問題2：如果科研績效與教學效能之間是相關關系，那么，二者之間是單向還是雙向的影響？

問題3：當用教師勝任力、科研績效預測教學效能時，哪個變量的影響作用更大？

問題4：普通本科高校與高職（專科）院校教師在結構模型的路徑系數上是否存在顯著差異？

（二）被試

從廣東省普通本科高校、高職（專科）院校分層隨機抽取500名教師，剔除無效問卷后，有效問卷為442份，問卷的有效率為88.4%。其中“211高校”教師46人（10%），普通高校教師109人（25%），高職（專科）院校教師287人（65%）；男教師235人（53%），女教師207人（47%）；高級職稱教師120人（27%），中級職稱教師181人（41%），初級職稱教師141人（32%）；人文社科教師227人（51%），自然科學教師215人（49%）；教師年齡均值為33.67歲，標準差為7.02歲。

（三）工具與程序

采用牛端編制的“高校教師工作績效與勝任特征問卷”[11]，包括：工作績效問卷、勝任特征問卷及背景資料三個部分，通過紙筆方式填答。

“高校教師工作績效問卷”包括11道題目，主要調查教師的教學效能和科研績效。采取Likert5點評價，“極好”賦值5，“差”賦值1，“平均”賦值3，分值越高表明績效越好。題目舉例：“能激發學生對課程資料的興趣”。采取驗證性因子分析，驗證問卷為兩因子結構，所保留的11道題目因子負荷均大于0.60。因子1“教學效能”和因子2“科研績效”的組合信度分別為0.86和0.87，平均方差抽取量分別為47.05%和63.08%，說明模型的內在質量較理想。

“高校教師勝任特征問卷”包括14道題目，主要調查被試在勝任特征上的自評等級。采取Likert 5點評價，共有0～4五個等級，等級分值越高表明勝任程度越高。題目舉例：“批判性思維，利用邏輯推理確定問題的各種解決方法、結論的優點和不足。”采取驗證性因子分析，驗證問卷為兩因子結構，所保留的14道題目因子負荷均大于0.60。因子1“溝通合作能力”和因子2“學術創新能力”的組合信度分別為0.88和0.86，平均方差抽取量分別為48.76%和49.83%，說明模型的內在質量較理想。

（四）統計分析

采取SPSS22.0和AMOS22.0軟件進行數據分析。采用驗證性因子分析檢驗是否存在共同方法偏差[12]，比較單因子至四因子共4個模型，結果表明，單因子模型的擬合指標最差 （χ2/df=9.32，RMSEA=0.14，NFI=0.55，CFI=0.58，GFI=0.58），四因子模型的擬合指標最好（χ2/df=2.76，RMSEA=0.06，NFI=0.87，CFI=0.91，GFI=0.89）。由此可見，四因子模型明顯比單因子模型擬合程度好，說明本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

三、研究結果

（一）教學效能與科研績效之間的相關

采用教學效能問卷7題得分均值作為教學效能指標，科研績效4題得分均值作為科研績效指標，同時分析它們與總體教學水平a39（單題）、總體科研水平a44（單題）的相關，結果發現，教學效能與科研績效的皮爾遜相關系數在.31至.38之間，中位數為.35，所有相關系數均在.001水平上顯著。總體教學水平與教學效能（7題均值）的相關系數為.74，總體科研水平與科研績效（4題均值）的相關為.80，說明問卷有較好的構想效度（見表1）。將教學效能和科研績效作為潛變量，采用結構方程模型，發現從科研績效到教學效能，以及從教學效能到科研績效的路徑系數均為.35（p<.001），二者可相互解釋12%的變異，說明教學效能與科研績效之間是相關而非獨立的關系（回應了問題1）。但是，相關關系并不能說明影響的方向，為了檢驗科研績效與教學效能之間究竟是單向還是雙向的影響，下面采用非遞歸模型進行檢驗。

（二）教學效能與科研績效之間的影響方向

采用非遞歸模型檢驗教學效能與科研績效之間的影響方向，設定兩個潛變量為雙向影響關系（模型M1）。為滿足模型擬合需求，參考Kline對模型設定的建議[13]，設定學術創新僅預測科研績效，溝通合作僅預測教學績效（模型M2的分析結果支持這種設定）。模型M1擬合指標顯示，CMIN為576.84，df為268，CMIN/df為2.15，p=.000，CFI為.943，TLI為.936，GFI為.905，AGFI為.885，RMR小于.04，RMSEA為.05，上述指標除卡方檢驗指標不理想外，其它指標均擬合良好。而卡方值因受樣本數和估計參數影響大，在模型判定時實質幫助不大[14]。M1的標準化路徑系數表明，科研績效到教學效能的標準化路徑系數為.24（p<.001），說明科研績效對教學效能有顯著正向的預測作用，但是教學效能到科研績效的標準化路徑系數僅為-.09（p=.303），沒有達到顯著水平（見圖1）。上述結果說明教學效能與科研績效之間是單向影響關系，即科研績效顯著正向影響教學效能而非相反（回應了問題2）。

（三）教師勝任力與科研績效對教學效能的預測

由于科研績效與教學效能是單向遞歸關系（即科研績效影響教學績效而非相反），為進一步檢驗教師勝任力、科研績效對教學效能的預測作用，設定遞歸模型M2為學術創新能力和溝通合作能力均可以預測科研績效和教學效能，科研績效到教學效能為單向預測。M2的擬合指標顯示，CMIN為574.10，df為267，CMIN/df為2.15，p=.000，CFI為.943，TLI為.936，GFI為.906，AGFI為.886，RMR為.04，RMSEA為.05，上述指標除卡方檢驗指標不理想外，其它指標均擬合良好。對M2的參數估計發現，學術創新能力對科研績效有顯著正向影響（β為.64，p<.001），但是對教學效能的影響不顯著（β為-.05，p=.475）；溝通合作能力對教學效能有顯著正向影響（β為.61，p<.001），但是對科研績效的影響不顯著（β為-.12，p=.059）；該結果支持了在M1非遞歸模型設定時，設定學術創新僅預測科研績效，溝通合作僅預測教學效能的合理性。

由于學術創新能力到教學效能、溝通合作能力到科研績效的路徑系數都不顯著，為了進一步簡化模型，在M2的基礎上設定遞歸模型M3為學術創新能力僅預測科研績效，溝通合作能力僅預測教學效能，并比較M3和M2在卡方擬合指標上是否有顯著差異。χ2擬合指標顯示，M3與M2沒有顯著差異（χ2變化值=3.97，df=2，p>.05），且模型M3的擬合指標（CFI為.943，TLI為.936，GFI為.905，AGFI為.885，RMR為.042，RMSEA為.05）與M2幾乎相同，依據簡潔性原則，采用M3為最終的分析模型。

由圖2知，溝通合作能力和科研績效均能顯著正向預測教學效能，二者共可解釋教學效能變異的44%，相比而言，溝通合作能力對教學效能的影響更大（β為.58，p<.001），科研績效對教學效能的影響相對較小（β為.18，p<.001）。學術創新能力對科研績效有顯著正向影響（β為.55，p<.001），并通過對科研績效的影響間接影響教學效能，其對教學效能的標準化總影響為.101。由此，問題3得到回應，在預測教學效能上，溝通合作能力比科研績效的影響更大，學術創新能力通過科研績效對教學效能產生間接影響。

（四）本科高校與高職（專科）院校教師在模型M3上的結構系數比較

采用結構模型群組比較，檢驗普通本科高校與高職（專科）院校在模型M3上的路徑系數是否相同，結果發現，在假定非限制模型為真的情況下，兩類高校的測量模型權重系數沒有顯著差異（CMIN=28.19，df=21，p=.135）。接著，在假設測量權重模型為真的情況下，兩類高校的結構模型路徑系數也沒有顯著差異（CMIN=7.00，df=3，p=.072）。進一步逐對檢查兩組結構系數值是否存在顯著差異，發現交叉格統計量的絕對值均小于1.96（p都大于.05，見表2），說明兩類高校中，無論是教師科研績效對教學效能的影響，還是學術創新能力對科研績效的影響，以及溝通合作能力對教學效能的影響均不存在顯著差異（回應了問題4）。不過，從結果中也觀察到一種傾向，學術創新能力對科研績效的影響以及科研績效對教學效能的影響，本科高校模型中的路徑系數要高于高職（專科）院校（分別為.69對.50，.27對.14）；而溝通合作能力對教學效能的影響，高職（專科）院校的路徑系數稍高于普通本科院校（分別為.58和.54）。

四、分析與討論

（一）關于教學效能與科研績效的測量

本研究選擇自我報告法測量教學效能和科研績效，共同方法偏差檢驗表明不存在嚴重的共同方法偏差，而且信效度分析表明，量表具有良好的構想效度且內在質量比較理想，因此研究結果具有可信性。雖然許多學者批評用自我報告法測量績效會導致可能的偏差（例如暈輪效應），從而使得自評變量之間產生積極的相關，但是對如何客觀真實測量教學效能與科研績效，從來都存在著爭議[15]。當采用學生評教分數和量化的科研成果作為教師工作績效指標，仍會面臨評價標準選擇、計分和客觀真實性的問題。李寶斌和許曉東的研究發現，某些教學名師或優秀教師的學生評教分數并不高[7]（P78）。Marsh和Hattie在研究中承認，他們以出版物的數量而非質量對科研績效計分，會影響科研績效測量的準確性[6]（P628-629）。雖然有困難，未來研究應繼續探究能夠更準確測量教師績效的方法，例如選擇迫選式自陳問卷以減少測量誤差。

（二）關于教學效能與科研績效之間的影響方向

本研究發現教學效能與科研績效的相關系數為0.35，證偽了兩變量相互獨立的假設，非遞歸結構方程模型進一步證實，是科研績效影響教學效能而非相反。原因可能在于，科研對教學的促進要遠超過教學對科研的促進[16]，而且，教學對科研的促進有一個前提，就是教師在教學過程中愿意發現問題、進行知識創新而非照本宣科[4]（P241）。實質上，當教師從教學過程中發現研究問題，繼而深入探究，就已經進入科研流程，其路徑是“在教學過程中發現問題—深入研究探索—而后對教學產生積極影響”。不難發現，科學研究在該路徑中扮演著實質性角色，重復式教學是無法起到以科研為中介繼而對教學產生促進作用的。就科研對教學的具體影響而言，顧麗娜、陸根書、施伯琰的研究發現，在解決問題、促進教學及學科知識、關注學生、激勵學生和交互教學等方面，科研型教師比知識傳授型教師表現得更為卓越[9]（P26-27）。Coate等的調查發現，“研究型教師教授的是學科，而非研究型教師只是教學生如何通過考試”[1]（P165-172）。英國高等教育撥款委員會指出，所有的大學教師都應當做學問，承認優良的教學可能在沒有優良研究的情況下發生，不等于承認優良的教學不需要一定程度的學術成就[17]。科研與教學之間的影響方向啟示，要提升教學效能，高校教師應注重科學研究，特別是當博耶把學術研究的概念拓展至教學學術研究時[18]（P38），就更當如此。

（三）關于教師勝任力與科研績效對教學效能的預測

本研究發現，溝通合作能力比科研績效對教師教學效能有更大的預測作用，前者標準化路徑系數為.58，遠大于后者的.18，說明科研績效并非教學效能的首要決定因素，要提升教學效能還需要科研績效之外的條件，比如溝通合作能力。劉獻君、張俊超、吳洪富調查發現，教學與科研對教師能力的要求有所不同，“教學需要良好的溝通能力，科研需要坐冷板凳；科研憑的是興趣，教學需要的是責任感”[5]（P38）。Graham也闡述了科研與教學需要不同的能力，“一個成功的教師需要更加開放，關心學生，有同情心，有責任感，一個成功的科研人員則需要有專注追求真理的熱情、較強的忍耐力、自我激勵、自信等品質特征”[19]。溝通合作能力與科研績效共可解釋教學效能變異的44%，尚有56%的變異是由其它因素引起，原因可能在于成就動機、責任感、同情心等都會影響教學效能，而這些變量不是本研究關心的重點。

本研究也發現，學術創新能力對教師教學效能的影響是間接而非直接的，學術創新能力通過科研績效對教學效能產生顯著正向的影響。原因可能在于，如果教師的學術創新能力僅停留在“潛在層面”（科研的潛力、創新的思想）而沒有轉化為“客觀外在成果”（會議報告、出版、發表），其學術創新能力則很難被同行檢驗和證偽，教師對其創新想法的科學性與合理性缺乏自信，從而對教學的作用受到限制。在科研實踐中，從提出問題到搜集資料，從提出假設到調查實驗，從分析數據、撰寫論文到同行匿名評審，直至發表，是一個嚴謹完整的科研流程，只有將學術創新能力轉化為外顯的科研成果（可被傳播和評價）時，才能增強教師對研究成果的科學性的信心，從而更好地發揮研究對教學的促進作用。當然，學術研究的內涵早已不限于探索的學術，也包括教學的學術[18]（P32）。針對教學學術研究的內容與評價，邢紅軍、張園園、陳清梅認為應包括“學術活動”、“未發表的學術成果”和“發表的學術成果”三個方面。“學術活動”包括指導學生開展獨立的研究項目、開發新課程、考察高水平思維的試卷命題等。“未發表的學術成果”包括向同行演講新教學手段、試驗新教學方法、開發新的學生評價方法等。“發表的學術成果”包括公開出版或發表針對新的教學方法、評價方法、教學實驗的成果等[20]。

（四）關于普通本科高校與高職（專科）院校教師在模型結構系數上的比較

通過群組比較發現，本科高校與高職（專科）院校教師在模型M3的結構系數上均不存在顯著差異，該結果提示模型M3中教師勝任力、科研績效與教學效能的關系可能反映了高等教育共性的規律，并不因學校類型的不同而變化。曹鳳提出，即使在高職高專院校，科研對教學仍有顯著的促進作用，表現在對學校學術氛圍、辦學條件、專業建設、教師學術水平和教學質量的提高和促進上[21]。本研究發現在普通本科高校中，學術創新→科研績效、科研績效→教學效能的路徑系數大于高職（專科）院校對應的路徑系數，可能與本研究中科研績效指標是論文與著作，而高職（專科）院校教師的科研績效更多表現為專利或技術創新有關，當僅用論文和著作作為科研績效指標時，可能會低估高職（專科）院校教師學術創新對科研績效，以及科研績效對教學效能的影響，是否如此尚需進一步研究證實。

五、結論

（一）高校教師教學與科研之間是相關而非獨立的關系（r=.35，p<.001），科研績效顯著正向影響教學效能，而非相反。

（二）對教師教學效能影響最大的是溝通合作能力（β=.58），其次是科研績效（β=.18），二者共可解釋教學效能變異的44%。普通高校與高職（專科）院校教師在結構模型M3的路徑系數上沒有顯著差異。

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（責任編輯 黃建新）