高校教师科研与教学关系的实证研究

摘要： 采用“高校教师工作绩效与胜任特征问卷”调查了442名高校教师，旨在了解科研与教学之间的关系。结果发现：高校教师教学效能与科研绩效之间是相关而非独立的关系 （r =0.35，p<.001），通过非递归结构方程模型发现，科研与教学之间是单向的影响关系，即科研绩效显著正向影响教学效能，而非相反；对高校教师教学效能影响最大的是沟通合作能力（β=.58），其次是科研绩效（β=0.18），二者共可解释教学效能变异的44%。群组比较发现，普通本科高校与高职（专科）院校教师在结构模型M3的路径系数上无显著差异。研究支持高校教师科研与教学之间是“源”与“流”的关系。

关键词：高校教师；科研绩效；教学效能；学术创新能力； 沟通合作能力

中图分类号：G649.711

文献标识码：A

文章编号：1672-0717（2018）04-0051-07

收稿日期：2018-04-30

基金项目：广东省高等教育教学改革项目“高校教学名师成长机制与培养途径的研究与实践”（2012024）；中山大学国家高等教育质量常态监测数据中心2016年高等教育质量研究课题“基于‘学教评一致性理论的本科课程教学质量测评工具研发”（M1604）。

作者简介：牛端（1973-），河南内乡人，教育学博士，中山大学心理学系副教授，主要从事教育心理学、心理与教育测评研究；广州，510300。

一、问题的提出

教育界普遍的观点是教学与科研相长。关于高校教师教学与科研之间的关系，国内外研究者进行了很多探讨，但是研究结论存在较大分歧。Coate、Barnett和Williams概括了教学与科研之间有六种可能的关系[1]（P165-172）：第一，科研与教学是统一的（integrated）关系。例如，周川认为洪堡“教学和科研的统一性”原则必然导致教学过程与研究过程统一，表现为教学过程科研化，科研过程教学化[2]。第二，科研对教学有积极的影响。理由是处于科研前沿的研究者更有资格、热情和亲身的研究经历去教授该学科的最新知识。例如，刘献君指出，科研与教学之间是“源与流”的关系[3]。第三，教学对科研有积极的影响。理由是教学（特别是研究生课程教学）会迫使教师梳理学术观点，发现研究问题，而学生的观点也会激发教师新的思路。学者的经历表明，教师有可能通过教学发现自己的“学术增长点”[4]（P21）。第四，教学与科研之间没有相关。解释是研究与教学是两种非常不同的才能，很少教师能同时擅长这两种才能。刘献君、张俊超、吴洪福的调查发现教学与科研二者之间确有差异[5]（P38）。也有研究者发现，教师的教学效能与科研产出之间的相关系数非常微弱[6]（P619），没有达到显著程度[7]（P78）。第五，科研对教学有负向的影响。理由是教师的时间和精力是稀缺资源，如果教师投入研究的资源多，那么投入教学改进和课程开发的时间必然减少[8]。Marsh和Hattie[6]（P623）的研究发现，自评研究能力强的老师会将更多时间和精力投入研究而非教学。第六，教学对科研有负向的影响。理由是教学与科研在资源投入上是竞争关系，教师将过多精力投入教学会导致投入科研的时间减少，从而对科研产出产生负向影响。顾丽娜、陆根书、施伯琰的研究发现，教学投入较多的教师其科研产出相对较少，教学投入较少的教师其科研产出相对较多[9]（P26-27）。

综上分析，教学与科研之间的六种关系都各有其理据，而以往研究多采用相关或结构方程递归模型研究二者的关系，较少采用结构方程非递归模型，深入研究科研与教学之间究竟是单向还是双向的影响关系。同时，由于学术创新能力和沟通合作能力是影响教师科研绩效与教学效能的核心胜任力[10]，因此，本研究旨在采取结构方程非递归模型，在考虑高校教师核心胜任力的基础上，检验教学效能与科研绩效之间是否为独立的关系。如果结果是相关的关系，那么，二者之间是单向还是双向的影响？

二、研究方法

（一）研究问题

问题1：高校教师的科研绩效与教学效能之间是独立的关系还是相关的关系？

问题2：如果科研绩效与教学效能之间是相关关系，那么，二者之间是单向还是双向的影响？

问题3：当用教师胜任力、科研绩效预测教学效能时，哪个变量的影响作用更大？

问题4：普通本科高校与高职（专科）院校教师在结构模型的路径系数上是否存在显著差异？

（二）被试

从广东省普通本科高校、高职（专科）院校分层随机抽取500名教师，剔除无效问卷后，有效问卷为442份，问卷的有效率为88.4%。其中“211高校”教师46人（10%），普通高校教师109人（25%），高职（专科）院校教师287人（65%）；男教师235人（53%），女教师207人（47%）；高级职称教师120人（27%），中级职称教师181人（41%），初级职称教师141人（32%）；人文社科教师227人（51%），自然科学教师215人（49%）；教师年龄均值为33.67岁，标准差为7.02岁。

（三）工具与程序

采用牛端编制的“高校教师工作绩效与胜任特征问卷”[11]，包括：工作绩效问卷、胜任特征问卷及背景资料三个部分，通过纸笔方式填答。

“高校教师工作绩效问卷”包括11道题目，主要调查教师的教学效能和科研绩效。采取Likert5点评價，“极好”赋值5，“差”赋值1，“平均”赋值3，分值越高表明绩效越好。题目举例：“能激发学生对课程资料的兴趣”。采取验证性因子分析，验证问卷为两因子结构，所保留的11道题目因子负荷均大于0.60。因子1“教学效能”和因子2“科研绩效”的组合信度分别为0.86和0.87，平均方差抽取量分别为47.05%和63.08%，说明模型的内在质量较理想。

“高校教师胜任特征问卷”包括14道题目，主要调查被试在胜任特征上的自评等级。采取Likert 5点评价，共有0～4五个等级，等级分值越高表明胜任程度越高。题目举例：“批判性思维，利用逻辑推理确定问题的各种解决方法、结论的优点和不足。”采取验证性因子分析，验证问卷为两因子结构，所保留的14道题目因子负荷均大于0.60。因子1“沟通合作能力”和因子2“学术创新能力”的组合信度分别为0.88和0.86，平均方差抽取量分别为48.76%和49.83%，说明模型的内在质量较理想。

（四）统计分析

采取SPSS22.0和AMOS22.0软件进行数据分析。采用验证性因子分析检验是否存在共同方法偏差[12]，比较单因子至四因子共4个模型，结果表明，单因子模型的拟合指标最差 （χ2/df=9.32，RMSEA=0.14，NFI=0.55，CFI=0.58，GFI=0.58），四因子模型的拟合指标最好（χ2/df=2.76，RMSEA=0.06，NFI=0.87，CFI=0.91，GFI=0.89）。由此可见，四因子模型明显比单因子模型拟合程度好，说明本研究中不存在严重的共同方法偏差。

三、研究结果

（一）教学效能与科研绩效之间的相关

采用教学效能问卷7题得分均值作为教学效能指标，科研绩效4题得分均值作为科研绩效指标，同时分析它们与总体教学水平a39（单题）、总体科研水平a44（单题）的相关，结果发现，教学效能与科研绩效的皮尔逊相关系数在.31至.38之间，中位数为.35，所有相关系数均在.001水平上显著。总体教学水平与教学效能（7题均值）的相关系数为.74，总体科研水平与科研绩效（4题均值）的相关为.80，说明问卷有较好的构想效度（见表1）。将教学效能和科研绩效作为潜变量，采用结构方程模型，发现从科研绩效到教学效能，以及从教学效能到科研绩效的路径系数均为.35（p<.001），二者可相互解释12%的变异，说明教学效能与科研绩效之间是相关而非独立的关系（回应了问题1）。但是，相关关系并不能说明影响的方向，为了检验科研绩效与教学效能之间究竟是单向还是双向的影响，下面采用非递归模型进行检验。

（二）教学效能与科研绩效之间的影响方向

采用非递归模型检验教学效能与科研绩效之间的影响方向，设定两个潜变量为双向影响关系（模型M1）。为满足模型拟合需求，参考Kline对模型设定的建议[13]，设定学术创新仅预测科研绩效，沟通合作仅预测教学绩效（模型M2的分析结果支持这种设定）。模型M1拟合指标显示，CMIN为576.84，df为268，CMIN/df为2.15，p=.000，CFI为.943，TLI为.936，GFI为.905，AGFI为.885，RMR小于.04，RMSEA为.05，上述指标除卡方检验指标不理想外，其它指标均拟合良好。而卡方值因受样本数和估计参数影响大，在模型判定时实质帮助不大[14]。M1的标准化路径系数表明，科研绩效到教学效能的标准化路径系数为.24（p<.001），说明科研绩效对教学效能有显著正向的预测作用，但是教学效能到科研绩效的标准化路径系数仅为-.09（p=.303），没有达到显著水平（见图1）。上述结果说明教学效能与科研绩效之间是单向影响关系，即科研绩效显著正向影响教学效能而非相反（回应了问题2）。

（三）教师胜任力与科研绩效对教学效能的预测

由于科研绩效与教学效能是单向递归关系（即科研绩效影响教学绩效而非相反），为进一步检验教师胜任力、科研绩效对教学效能的预测作用，设定递归模型M2为学术创新能力和沟通合作能力均可以预测科研绩效和教学效能，科研绩效到教学效能为单向预测。M2的拟合指标显示，CMIN为574.10，df为267，CMIN/df为2.15，p=.000，CFI为.943，TLI为.936，GFI为.906，AGFI为.886，RMR为.04，RMSEA为.05，上述指标除卡方检验指标不理想外，其它指标均拟合良好。对M2的参数估计发现，学术创新能力对科研绩效有显著正向影响（β为.64，p<.001），但是对教学效能的影响不显著（β为-.05，p=.475）；沟通合作能力对教学效能有显著正向影响（β为.61，p<.001），但是对科研绩效的影响不显著（β为-.12，p=.059）；该结果支持了在M1非递归模型设定时，设定学术创新仅预测科研绩效，沟通合作仅预测教学效能的合理性。

由于学术创新能力到教学效能、沟通合作能力到科研绩效的路径系数都不显著，为了进一步简化模型，在M2的基础上设定递归模型M3为学术创新能力仅预测科研绩效，沟通合作能力仅预测教学效能，并比较M3和M2在卡方拟合指标上是否有显著差异。χ2拟合指标显示，M3与M2没有显著差异（χ2变化值=3.97，df=2，p>.05），且模型M3的拟合指标（CFI为.943，TLI为.936，GFI为.905，AGFI为.885，RMR为.042，RMSEA为.05）与M2几乎相同，依据简洁性原则，采用M3为最终的分析模型。

由图2知，沟通合作能力和科研绩效均能显著正向预测教学效能，二者共可解释教学效能变异的44%，相比而言，沟通合作能力对教学效能的影响更大（β为.58，p<.001），科研绩效对教学效能的影响相对较小（β为.18，p<.001）。学术创新能力对科研绩效有显著正向影响（β为.55，p<.001），并通过对科研绩效的影响间接影响教学效能，其对教学效能的标准化总影响为.101。由此，问题3得到回应，在预测教学效能上，沟通合作能力比科研绩效的影响更大，学术创新能力通过科研绩效对教学效能产生间接影响。

（四）本科高校与高职（专科）院校教师在模型M3上的结构系数比较

采用结构模型群组比较，检验普通本科高校与高职（专科）院校在模型M3上的路径系数是否相同，结果发现，在假定非限制模型为真的情况下，两类高校的测量模型权重系数没有显著差异（CMIN=28.19，df=21，p=.135）。接着，在假设测量权重模型为真的情况下，两类高校的结构模型路径系数也没有显著差异（CMIN=7.00，df=3，p=.072）。进一步逐对检查两组结构系数值是否存在显著差异，发现交叉格统计量的绝对值均小于1.96（p都大于.05，见表2），说明两类高校中，无论是教师科研績效对教学效能的影响，还是学术创新能力对科研绩效的影响，以及沟通合作能力对教学效能的影响均不存在显著差异（回应了问题4）。不过，从结果中也观察到一种倾向，学术创新能力对科研绩效的影响以及科研绩效对教学效能的影响，本科高校模型中的路径系数要高于高职（专科）院校（分别为.69对.50，.27对.14）；而沟通合作能力对教学效能的影响，高职（专科）院校的路径系数稍高于普通本科院校（分别为.58和.54）。

四、分析与讨论

（一）关于教学效能与科研绩效的测量

本研究选择自我报告法测量教学效能和科研绩效，共同方法偏差检验表明不存在严重的共同方法偏差，而且信效度分析表明，量表具有良好的构想效度且内在质量比较理想，因此研究结果具有可信性。虽然许多学者批评用自我报告法测量绩效会导致可能的偏差（例如晕轮效应），从而使得自评变量之间产生积极的相关，但是对如何客观真实测量教学效能与科研绩效，从来都存在着争议[15]。当采用学生评教分数和量化的科研成果作为教师工作绩效指标，仍会面临评价标准选择、计分和客观真实性的问题。李宝斌和许晓东的研究发现，某些教学名师或优秀教师的学生评教分数并不高[7]（P78）。Marsh和Hattie在研究中承认，他们以出版物的数量而非质量对科研绩效计分，会影响科研绩效测量的准确性[6]（P628-629）。虽然有困难，未来研究应继续探究能够更准确测量教师绩效的方法，例如选择迫选式自陈问卷以减少测量误差。

（二）关于教学效能与科研绩效之间的影响方向

本研究发现教学效能与科研绩效的相关系数为0.35，证伪了两变量相互独立的假设，非递归结构方程模型进一步证实，是科研绩效影响教学效能而非相反。原因可能在于，科研对教学的促进要远超过教学对科研的促进[16]，而且，教学对科研的促进有一个前提，就是教师在教学过程中愿意发现问题、进行知识创新而非照本宣科[4]（P241）。实质上，当教师从教学过程中发现研究问题，继而深入探究，就已经进入科研流程，其路径是“在教学过程中发现问题—深入研究探索—而后对教学产生积极影响”。不难发现，科学研究在该路径中扮演着实质性角色，重复式教学是无法起到以科研为中介继而对教学产生促进作用的。就科研对教学的具体影响而言，顾丽娜、陆根书、施伯琰的研究发现，在解决问题、促进教学及学科知识、关注学生、激励学生和交互教学等方面，科研型教师比知识传授型教师表现得更为卓越[9]（P26-27）。Coate等的调查发现，“研究型教师教授的是学科，而非研究型教师只是教学生如何通过考试”[1]（P165-172）。英国高等教育拨款委员会指出，所有的大学教师都应当做学问，承认优良的教学可能在没有优良研究的情况下发生，不等于承认优良的教学不需要一定程度的学术成就[17]。科研与教学之间的影响方向启示，要提升教学效能，高校教师应注重科学研究，特别是当博耶把学术研究的概念拓展至教学学术研究时[18]（P38），就更当如此。

（三）关于教师胜任力与科研绩效对教学效能的预测

本研究发现，沟通合作能力比科研绩效对教师教学效能有更大的预测作用，前者标准化路径系数为.58，远大于后者的.18，说明科研绩效并非教学效能的首要决定因素，要提升教学效能还需要科研绩效之外的条件，比如沟通合作能力。刘献君、张俊超、吴洪富调查发现，教学与科研对教师能力的要求有所不同，“教学需要良好的沟通能力，科研需要坐冷板凳；科研凭的是兴趣，教学需要的是责任感”[5]（P38）。Graham也阐述了科研与教学需要不同的能力，“一个成功的教师需要更加开放，关心学生，有同情心，有责任感，一个成功的科研人员则需要有专注追求真理的热情、较强的忍耐力、自我激励、自信等品质特征”[19]。沟通合作能力与科研绩效共可解释教学效能变异的44%，尚有56%的变异是由其它因素引起，原因可能在于成就动机、责任感、同情心等都会影响教学效能，而这些变量不是本研究关心的重点。

本研究也发现，学术创新能力对教师教学效能的影响是间接而非直接的，学术创新能力通过科研绩效对教学效能产生显著正向的影响。原因可能在于，如果教师的学术创新能力仅停留在“潜在层面”（科研的潜力、创新的思想）而没有转化为“客观外在成果”（会议报告、出版、发表），其学术创新能力则很难被同行检验和证伪，教师对其创新想法的科学性与合理性缺乏自信，从而对教学的作用受到限制。在科研实践中，从提出问题到搜集资料，从提出假设到调查实验，从分析数据、撰写论文到同行匿名评审，直至发表，是一个严谨完整的科研流程，只有将学术创新能力转化为外显的科研成果（可被传播和评价）时，才能增强教师对研究成果的科学性的信心，从而更好地发挥研究对教学的促进作用。当然，学术研究的内涵早已不限于探索的学术，也包括教学的学术[18]（P32）。针对教学学术研究的内容与评价，邢红军、张园园、陈清梅认为应包括“学术活动”、“未发表的学术成果”和“发表的学术成果”三个方面。“学术活动”包括指导学生开展独立的研究项目、开发新课程、考察高水平思维的试卷命题等。“未发表的学术成果”包括向同行演讲新教学手段、试验新教学方法、开发新的学生评价方法等。“发表的学术成果”包括公开出版或发表针对新的教学方法、评价方法、教学实验的成果等[20]。

（四）关于普通本科高校与高职（专科）院校教师在模型结构系数上的比较

通过群组比较发现，本科高校与高职（专科）院校教师在模型M3的结构系数上均不存在显著差异，该结果提示模型M3中教师胜任力、科研绩效与教学效能的关系可能反映了高等教育共性的规律，并不因学校类型的不同而变化。曹凤提出，即使在高职高专院校，科研对教学仍有显著的促进作用，表现在对学校学术氛围、办学条件、专业建设、教师学术水平和教学质量的提高和促进上[21]。本研究发现在普通本科高校中，学术创新→科研绩效、科研绩效→教学效能的路径系数大于高职（专科）院校对应的路径系数，可能与本研究中科研绩效指标是论文与著作，而高职（专科）院校教師的科研绩效更多表现为专利或技术创新有关，当仅用论文和著作作为科研绩效指标时，可能会低估高职（专科）院校教师学术创新对科研绩效，以及科研绩效对教学效能的影响，是否如此尚需进一步研究证实。

五、结论

（一）高校教师教学与科研之间是相关而非独立的关系（r=.35，p<.001），科研绩效显著正向影响教学效能，而非相反。

（二）对教师教学效能影响最大的是沟通合作能力（β=.58），其次是科研绩效（β=.18），二者共可解释教学效能变异的44%。普通高校与高职（专科）院校教师在结构模型M3的路径系数上没有显著差异。

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（责任编辑 黄建新）