高校青年教師教學學術水平現狀及影響因素研究
——基于華中地區H 省11 所高校青年教師樣本

陳 卓

（湖南省教育科學研究院 高等教育研究所，湖南 長沙410012 ）

前言

教學是大學最古老的職能，也是大學教師的天職，但隨著大學不斷強調其科研職能，科學研究成為學術的代名詞，教學不再受到大學教師的重視，導致教學質量出現下滑。為了解決這個問題，1990 年，博耶在《教學反思：教授工作的重點領域》報告中提出學術分為發現的學術、綜合的學術、應用的學術和教學學術，學術不再只屬于大學的科研，大學教學也是學術[1]。格拉塞克[2]、舒爾曼[3]等學者對博耶的思想進行了進一步豐富和完善。由于我國大學也存在因“重科研輕教學”而影響教學質量的情況，因此，盡管教學學術理論的興起較晚，但很多國內學者對其進行了深入研究，除了介紹國外教學學術運動的研究進展[4-5]，有的學者從教學學術與教師發展[6]、構建教學學術能力結構[7]和評價模型[8]等方面開展探討和嘗試，有的學者對高校青年教師教學能力發展存在的現實困難進行了歸納[9]。但從研究方法上看，多數研究還停留在理論探討層面，基于實證研究教學學術的不多，且實證研究多是探討不同院校類型教師教學學術的現狀以及差異性[10-12]，缺乏對青年教師這個特定群體的實證研究。當前，40 歲以下的青年教師已經成為承擔高校教學工作的主力軍。據統計，華中地區H 省截止2020 年，全省普通本科院校專任教師中，40 歲及以下的青年教師占比接近50%。在加快建設高水平本科教育全面提高人才培養能力的時代背景下，青年教師的教學學術水平對于提高本科教學質量，推動高等教育高質量發展至關重要。

本文采用定量與定性相結合的研究法，以H省11 所高校的860 名40 歲以下青年教師為研究樣本，通過對收集到的問卷數據進行整理和對比分析。呈現出H 省普通本科院校青年教師教學學術現狀，以及院校支持、個人意愿等因素對教學學術水平的影響機理，并提出提升高校青年教師教學學術的發展路徑。

一、問卷調查的設計

（一）問卷的編制

在參考李志河[8]、李小文[12]等學者提出的能力指標基礎上，設計了《高校青年教師教學學術水平問卷》，主要分為教師教學學術水平調查和影響因素調查兩個部分，其中教學學術水平調查按照觀念、知識、反思、交流等四個組成維度共設置25 個問題，影響因素調查按照院校支持和個人意愿兩個方面共設置12 個問題。問卷采用李克特五點評價量表的方式由教師進行評價打分，題目選項分別計“1 分”“2 分”“3 分”“4 分”和“5 分”，對應“完全不符合”“基本不符合”“不確定”“基本符合”和“完全符合”。

在正式發放問卷調查前，隨機選取了調查院校的部分青年教師進行了預測。共發放問卷200份，收回有效問卷193 份，采用SPSS25 軟件進行數據分析。通過選取得分數在前27%（高分組）與后27%（低分組）的兩個極端組進行差異比較，高分組和低分組進行獨立樣本t 檢驗。結果發現問卷中兩個部分的所有題項決斷值（CR 值）均達到顯著水平,說明所有題項高分組與低分組得分的平均數差異是顯著的，問卷題項處于較佳狀態。將每個題項得分與學術水平總分進行相關分析，所有題項均達到顯著水平。對該問卷進行信度分析，得到科隆巴赫α 系數為0.937，表示問卷的內部信度良好。對問卷進行進一步因素分析，采用主成分分析法，根據成分矩陣結果對反思、交流兩個維度的個別題項進行了調整。

（二）問卷調查的對象

隨機選取了H 省內11 所普通本科院校作為樣本，這11 所院校包含從國內一流大學建設高校（A 類）到省內新升格本科院校，覆蓋面廣，具有較強的代表性。對這11 所從事教學工作的40 歲以下的專任青年教師發放調查問卷，共發放900 份問卷，收回有效問卷860 份。調查對象的基本情況見表1。

表1 研究對象基本情況表

二、調查結果分析

（一）青年教師教學學術總體水平分析

統計結果顯示，H 省高校青年教師教學學術各題項平均得分4.12 分，高于3 分的中點值，可見教師教學學術總體水平良好。從教學學術的4個組成維度來看，觀念、知識、反思這3 個維度各題項平均得分均高于4 分，而交流部分的題項平均得分相比之下明顯偏低。由此，可以認為青年教師教學學術水平總體良好，但各個維度水平發展并不平衡。進一步分析交流維度的7 個問題項得分（表3），有6 個問題項平均得分低于4 分，尤其是公開展示教學研究成果、發表教研教改論文、參加各級別的教學會議以及參加有組織的教學學術共同體方面得分只略高于3 分，說明青年教師在這些方面普遍存在差距，需要引起足夠重視。

表2 教學學術總體水平（N=860）

表3 交流維度的描述性統計分析（N=860）

（二）人口學變量的差異性檢驗

為了進一步研究青年教師之間教學學術水平的差異，按照性別、年齡、學歷、職稱、任教時間、學生期間教育教學知識學習情況和教學實踐經歷等固有特性對教學學術水平及各組成維度進行差異性檢驗（表4），其中，年齡、學歷、職稱、任教時間采用單因素方差檢驗，性別、學生期間教育教學知識學習情況和教學實踐經歷采用獨立樣本t 檢驗。

表4 人口學變量差異性檢驗（N=860）

1.性別

檢驗結果表明，男女教師的教學學術總體水平沒有顯著差異，但不同性別的教師在觀念和反思維度上還是存在顯著差異，女性教師在這兩個維度上的平均得分明顯高于男性教師。

2.年齡

檢驗結果表明，不同年齡的教師的教學學術總體水平沒有顯著差異，但在教學學術知識上存在顯著差異。通過事后多重比較發現，36—40 歲的教師的教學學術知識得分顯著高于30 歲以下的教師。

3.學歷

檢驗結果表明，不同學歷的教師在教學學術總體水平存在顯著差異。通過事后多重比較發現，在觀念、反思、交流三個維度上均存在顯著差異，其中，本科、碩士學歷的教師這三個維度的總體水平得分非常接近，但明顯高于博士學歷的教師，碩士學歷的教師在觀念、反思維度得分最高，本科學歷的教師在交流維度得分最高，但不同學歷的教師的知識維度得分不存在顯著差異。

4.職稱

檢驗結果表明，不同職稱的青年教師在教學學術總體水平以及各個組成維度上均不存在顯著差異。

5.任教時間

檢驗結果表明，不同任教時間的教師在教學學術總體水平和觀念、知識、反思、交流維度上均存在顯著差異。通過事后多重比較發現，任教時間在6 年以上的青年教師在教學學術總體水平和各個組成維度上得分都顯著高于任教時間在5 年以下的教師，而任教時間在6 到15 年和16 年以上的教師之間不存在顯著差異。

6.教育教學知識學習情況

檢驗結果表明，學生時代是否學習過教育教學知識的教師在教學學術總體水平以及知識、反思、交流三個維度上具有顯著差異，學生時代學習過教育教學知識的教師得分顯著高于沒有學習過的教師，但教師們在觀念維度上不存在顯著差異。

7.教學實踐經歷

檢驗結果表明，學生時代是否有教學實踐經歷的教師在教學學術總體水平以及知識、反思、交流三個組成維度上具有顯著差異，學生時代有教學實踐經歷的青年教師得分顯著高于沒有教學經歷的教師，但和教育教學知識學習情況類似，教師們在觀念維度上不存在顯著差異。

8.結論

以上對問卷結果進行人口學變量差異分析結果表明（表5），學歷、任教時間以及學生時代教育教學知識學習情況和教學實踐經歷對于高校青年教師教學學術總體水平有顯著影響。本科、碩士學歷教師在總體水平和觀念、反思、交流維度得分都高于博士學歷教師，說明博士學歷的教師往往可能由于更加重視科研，而對教學學術有所忽視。任教6 年以上的教師在教學學術各方面得分都顯著高于任教5 年內的教師，說明需要對剛畢業任教的青年教師在教學學術發展上給予更多關注。而學生時代學習過教育教學知識和有過教育實踐經歷的教師在總體水平和觀念、反思、交流維度得分顯著高于沒有這些經歷的教師，說明在校期間對有志于畢業后在高校任教的學生，學校非常有必要給他們開設相應的課程，提供相應的實踐崗位和機會。此外，性別差異會顯著影響到青年教師教學學術的觀念和反思，說明女性在樹立正確的教學學術觀和開展教學反思方面有著天然優勢。年齡也會對教學學術知識有顯著影響，說明隨著年齡增大，教師的閱歷和經驗更加豐富，知識也就隨之更加淵博。

表5 人口學變量差異性匯總（N=860）

（三）教學學術影響因素分析

1.影響因素的描述性分析

統計分析結果顯示（表6），H 省院校對青年教師教學學術的支持得分平均為3.72，而教師個人意愿得分為4.28，均高于3 分的中點值。這可以說明高校的支持力度處于中等偏上水平，而教師自身對教學學術發展意愿和精力投入方面均處于較好水平。

表6 人口學變量差異性匯總（N=860）

進一步分析院校支持方面的6 個問題項（表7），每個問題項的得分均值都沒有超過4 分，其中，最低的是教師評價制度，說明院校在這些方面的支持力度普遍不足。

表7 院校支持維度描述性分析（N=860）

2.對教學學術總體水平分析

對院校因素、個人意愿與教師教學學術總體水平及各組成維度進行皮爾遜相關分析（表8），院校支持與教師教學學術總體水平及各組成維度均存在顯著正相關，其中，交流維度與院校支持相關性最強，而交流維度正是目前教學學術的薄弱環節，說明院校應加大支持力度。而教師個人意愿與教學學術總體水平及各組成維度之間均存在顯著正相關，其中，總體水平及反思維度與個人意愿相關性較強，符合認知事物的規律。

表8 積差相關分析表（N=860）

3.影響因素與教學學術總體水平的回歸分析

采用同時回歸（解釋型回歸）的分析方法對院校支持和個人意愿對教師教學學術總體水平的影響進行回歸分析，采用強迫進入變量法將所有自變量同時納入回歸模型中，以探討解釋所有自變量對因變量的整體預測力[12]。院校支持與個人意愿的容忍度均為0.778；方差膨脹值（VIT）均為1.285＜10，由此判斷進入回歸方程式的兩個自變量之間多元共線性問題不明顯，可以進行回歸分析。

分析結果中（表9），院校支持、個人意愿兩個自變量與因變量的多元相關系數R 為0.768，多元相關系數的平方值R2為0.590，表示兩個自變量共可解釋因變量59%的變異量。兩個自變量的標準化回歸系數均為正值，表明兩個自變量對因變量的影響均為正向，且回歸系數均達到0.01 水平的顯著，可得出標準化回歸模型為：青年教師教學學術總體水平=0.344× 院校支持+0.544× 個人意愿。

表9 a 復回歸摘要表（N=860）

由此可見，院校支持和個人意愿對于教師教學學術水平都有顯著的正向預測作用，其中，個人意愿的影響力大于院校支持。結合皮爾遜相關分析結果，可以認為教師在教學上投入時間和精力的意愿程度對于教學學術水平有著關鍵影響，只有真正讓教師從內心深處認同教學的地位和作用，才能讓重視教學、研究教學成為行動自覺。而院校激勵教師從事教學的措施和力度也是重要的外部促進因素，但從前面的統計結果來看，尚存在較大的提升空間，尤其是教師評價制度和對教學教研交流的支持還存在明顯不足。

三、高校青年教師教學學術發展路徑

教學在學校教育系統中處于中心地位，高校青年教師是高校教育活動的主力軍，其教學學術發展對于提高高校人才培養質量有著重要意義。針對教師教學學術水平存在的不足，結合各個影響因素和教學學術水平的相關性闡釋，需要從營造氛圍，建立協作機制、提高培訓的科學性等方面促進高校青年教師教學學術的良性發展。

（一）凸顯大學的教學職能，營造教學學術的濃厚氛圍

高校需要改革教師評價、職稱晉升等制度，進一步彰顯教學的重要地位，把教學教研成果作為重要的考核評價指標，充分發揮指揮棒作用，形成理解教學學術、尊重教學學術的文化和環境。同時，積極倡導青年教師把教學作為職業的基本職責，樹立正確的學術觀和教學觀，自覺按照學術研究的規范積極進行教學問題的研究和探索，用科研成果充實教學內容，用課堂教學創新促進學科專業知識的傳播。

（二）支持交流與合作，建立教學學術協作機制

高校要加大人力物力財力投入，對青年教師開展教學學術活動給予充分保障，大力搭建校內、校際甚至跨地區、跨區域的交流平臺，經常性地組織教學比賽和優質教學展示活動，支持構建教學學術共同體和教學發展共同體，讓教學學術在交流中生根發芽。青年教師也要在教學實踐中，主動提出問題開展研究，積極與同行分享交流，打破固有的“教學隔離”觀念，讓教學成為“共同財富”，通過提高教學質量有效提升高等教育人才培養質量。

（三）注重個體差異，提高教學學術培訓的針對性

剛畢業從教的青年教師教學學術水平總體較為薄弱，特別是博士研究生已經成為高校教師的主要來源后，博士研究生在具有高深專業研究能力的同時，教育學、教學法等教學理論知識和教學實踐經歷往往比較欠缺，對教學學術重視不足[9]。高校要充分利用崗前培訓和在職培訓等機會，根據群體和個體特征，以培促教，持續為青年教師提供教學學術指導和訓練。有條件的高校，可以為有志于畢業后在高校任教的研究生開設教育教學理論的課程，提供合適的教學實踐機會。