高校转型与大学教师学术职业风险——基于全国30所试点转型高校的实证研究

沈 红,郑继兵

(1.华中科技大学 教育科学研究院，湖北 武汉 430074；2.南方科技大学 高等教育研究中心，广东 深圳 518000)

社会诸多领域不确定性因素的持续增加，导致社会风险“渗透蔓延到所有的不确定性领域”(1)斯科特·拉什，王武龙：《风险社会与风险文化》，《马克思主义与现实》，2002年第4期。。大学教师作为“以学术为生，以学术为业，以学术维系生存和发展”(2)沈红：《论学术职业的独特性》，《北京大学教育评论》，2011年第3期。的典型学术职业群体，正面临着学术领域不确定性带来的烦恼。当前，地方本科高校向应用型转型正如火如荼，在已有300所地方本科高校参与应用型转型试点的基础上，预计2022年还将有“一大批普通本科高等学校向应用型转变”(3)国务院印发《国家职业教育改革实施方案》，http://www.gov.cn/xinwen/2019-02/13/content_5365377.htm.。值得人们关注的是，当高校转型加快推进并触及其内部学术职业生活时，是否已经对大学教师这一学术职业群体产生了冲击与挑战？本研究在对相关核心概念作出界定的基础上，基于全国30所试点转型高校的调查数据，对地方高校转型背景下的大学教师学术职业风险感知状况进行实证研究。

一、高校转型与学术职业风险的内涵界定

(一)高校转型

关于“高校转型”的基本内涵阐释大致有四种倾向：一是大学与社会的关系变化。“大学总是处于特定时代的社会结构之中，而不是之外。大学并不是孤立的事物……它是时代的表现”(4)亚伯拉罕·弗莱克斯纳：《现代大学论：英美德大学研究》，徐辉，陈晓菲译，浙江教育出版社，2001年，第46页。。二是高校所处的高等教育发展阶段的变化。在马丁·特罗看来，这只是对高等教育内部活动发生变化的一种分析，并不指涉大众化所引发的大学与社会外部关系的变化(5)邬大光：《高等教育大众化理论的内涵与价值：与马丁·特罗教授的对话》，《高等教育研究》，2003年第6期。。三是高等教育内部构成要素的变化。它是构成高等教育的诸要素在一定的内外部条件作用下所发生的部分质变或量变的过程(6)胡建华：《论近年来的我国高等教育转型》，《南京师大学报》(社会科学版)，2008年第6期。。四是高校办学类型与人才培养定位的变化。在大众化高等教育阶段，除少数精英型高校外，大量高校转向多科性、应用型、职业性或技能型，主要培养应用型或技能型专门人才(7)潘懋元：《我看应用型本科院校定位问题》，《教育发展研究》，2007年第Z1期。。 自2014年我国政府作出引导地方普通本科高校向应用型转型的决策部署之后，对高校转型的内涵阐释约定俗成开始转向“向应用型转型”的话语体系。本研究取高校定位变化之义对“高校转型”进行界定，即地方普通本科高校向应用型办学转变的过程，具体包括办学理念、专业设置、人才培养环节、教师队伍、评价制度等诸多方面向应用型办学转变的过程。

(二)学术职业风险

“学术职业风险”的基本内涵阐释主要基于“职业风险”的界定。关于职业风险的界定有五种倾向：一是倾向于关注风险事故的发生频率，如刘旭华等人认为是在职业过程中具有一定发生频率并由该职业者承受的风险(8)刘旭华，徐刚，徐克敬：《基于二级模糊综合评判模型的警察职业风险与道德风险评估》，《中国人民公安大学学报》(社会科学版)，2016年第2期。。二是倾向于关注可能遭受的损失或责任，如石聿树认为是指各种原因可能导致的与其职业密切相关的经济损失或法律责任(9)石聿树：《规避法医类司法鉴定执业风险初探》，《中国司法鉴定》，2017年第4期。。三是倾向于关注各种不确定因素导致的伤害或损害，如王松军等人认为是指在执业过程中因不确定因素而导致损害的可能性(10)王松军，张国忠，丛斌：《法医病理职业风险防范研究》，《河北医科大学学报》，2020年第5期。。四是倾向于关注职业的替代性，如王颂杨认为是人工智能时代到来引发的失业风险和转岗风险(11)王颂杨：《人工智能时代下财会人员职业风险分析》，《现代商业》，2019年第25期。。五是倾向于关注职业的群体利益，如吴征东认为是指对整个职业群体利益产生不确定影响的因素的总和(12)吴征东：《新环境下注册会计师职业风险与应对研究》，浙江工商大学硕士学位论文，2020年，第8页。。

虽然不同研究者对于职业风险的界定存在明显差异，但都关注可能性损失或危害等负面影响。由此，本研究尝试对职业风险作出新的界定，即职业人在执业过程中遭遇的各种非自然力引发的具有较高职业关联度的危害性事件的不确定性。其中，非自然力是指社会政治经济环境条件正常，未发生地震、洪水等自然灾害以及交通事故、火灾等意外事故；危害性事件，即风险管理中常提到的风险事故或风险事件，是指对职业人的生命安全、身心健康、专业能力、职业声誉、生涯发展等方面构成危害的各种事件的总称。对学术职业风险可以作出如下界定：在社会政治经济环境条件正常的情况下，学术职业人在执业过程中在生命安全、身心健康、专业能力、职业声望、生涯发展等方面遭遇的各种与学术职业具有较高关联度的危害性事件的可能性。

二、实证调查与分析

(一)调查对象

调查选取了全国30所(东中西地区各10所)应用型转型试点高校。调查对象为30所高校的大学教师。调查主要采用微信、QQ等线上方式发放问卷。共计发放问卷1142份，回收问卷1142份。剔除无效问卷58份，实际有效问卷1084份，有效率为94.9%。表1为调查样本情况统计。

(二)调查设计

1.研究框架的建构

本研究建构了学术职业风险的五维度分析框架：一是生命安全风险，即学术职业人执业过程中遭遇的危害其人身生命安全的各种事件的不确定性；二是身心健康风险，即学术职业人在执业过程中遭遇的危害其个体身心健康的各种事件的不确定性；三是专业能力风险，即学术职业人在执业过程中因专业能力不足或缺失而导致教学科研出现不良后果的不确定性；四是职业声望风险，即学术职业人在执业过程中遭遇的危害其学术职业声望的各种事件的不确定性；五是生涯发展风险，即学术职业人执业过程中在职称职务晋升、岗位变动方面遭遇的危害其职业生涯发展的各种事件的不确定性。

2.调查问卷的编制

在前期文献研究的基础上，结合学术职业风险的概念界定，通过教师访谈、专家咨询等方式，初步设计了调查问卷题项。通过专家咨询和教师试测，进一步修正问卷，最终形成了由大学教师基本情况、学术职业风险总体感知、学术职业风险维度感知、学术职业风险治理策略等四部分内容构成的问卷。其中，关于学术职业风险维度感知的调查，主要涉及生命安全风险、身心健康风险、专业能力风险、职业声望风险、生涯发展风险等五个维度，题项均采用李克特五分量表法设计，即分为“非常认可”“比较认可”“一般认可”“较不认可”“很不认可”。

3.问卷的信效度检验

在正式测试前邀请80名教师进行试测，并基于试测数据采用SPSS 25.0软件对问卷信效度做了检验。排除非定量数据之后，通过可靠性分析，获得内部一致性系数(Cronbacha α系数)值为0.939，表明问卷设计信度良好。采用因子分析技术对学术职业风险五个维度的数据进行结构效度分析，获得KMO值0.858，KMO值大于0.8，表明问卷的结构效度良好。

(三)调查结果与分析

1.高校转型下大学教师学术职业风险的总体感知状况

运用SPSS 25.0对大学教师学术职业风险的总体感知数据进行分析，获得描述性统计结果(见表2)。从总体情况来看，职业总体风险实际均值为2.74，小于理论均值3，说明转型高校中大学教师群体对学术职业风险的感知水平总体上小于理论预期。从具体维度比较来看，生命安全风险的实际均值最低(2.66)，而专业能力风险的实际均值则最高(3.10)；除生命安全风险的实际均值(2.66)低于总体实际均值(2.74)外，其余维度实际均值均高于总体实际均值。可见，转型高校中大学教师群体对于生命安全风险的感知认同程度相对较低，而对于其他维度风险的感知认同程度则相对较高。从各维度数据标准差值来看，职业声望风险、生涯发展风险的标准差达到了1，可见相关调查数据呈现出的离散特点也比较突出，说明在学术职业风险的职业声望风险、生涯发展风险两个维度感知方面存在着较大的个体差异。

表2 学术职业风险总体感知情况(M±SD)

2.基于人口学变量的统计分析

(1)年龄

通过单因素方差分析发现(见表3)，不同年龄段的教师在学术职业风险(包括职业总体及各维度风险)感知上的差异均具有统计学意义(p<0.001)。通过事后检验多重比较发现，在职业总体风险感知上，51～60岁年龄段教师与其他各年龄段教师相比具有显著差异，且均呈现出明显偏低的特点；从具体维度来看，在专业能力风险、职业声望风险、生涯发展风险等三个维度感知上，30岁以下教师与31～40岁年龄段教师相比，均呈现出显著偏低的特点；然而，30岁以下教师与51～60岁年龄段教师相比，却呈现出显著偏高的特点。

表3 不同年龄段的教师对学术职业风险感知差异分析

(2)教龄

单因素方差分析结果显示(见表4)，不同教龄的教师在学术职业风险(包括职业总体及各维度风险)感知上的差异均具有统计学意义(p<0.001)。通过事后检验多重比较可知，在职业总体风险感知上，5年以下教龄的教师显著低于5～15年、15～25年教龄的教师，25年以上教龄的教师显著低于15～25年教龄的教师；在生命安全风险、专业能力风险、职业声望风险和生涯发展风险感知上，5年以下教龄的教师显著低于其他教龄的教师；在身心健康风险感知上，5年以下教龄的教师显著低于5～15年、15～25年教龄的教师；在职业声望风险感知上，5～15年、25年以上教龄的教师均显著低于15～25年教龄的教师。可见，15～25年教龄的教师是学术职业风险感知程度显著偏高的群体。

表4 不同教龄的教师对学术职业风险感知差异分析

(3)生育状况

表5 不同生育状况的教师对学术职业风险感知差异分析

根据我国计划生育政策可知，在职教师生育类型主要包括无孩、一孩、二孩三种类型。通过单因素方差分析发现(见表5)，不同生育状况的教师在学术职业风险(包括职业总体及各维度风险)感知上的差异均具有统计学意义(p<0.05)。通过事后检验多重比较可知，无孩的教师比育有一孩、二孩的教师在学术职业风险(包括职业总体及各维度风险)感知上明显偏低，而育有一孩和育有二孩的教师之间则无显著差异。

3.高校转型下大学教师学术职业风险的可能成因

(1)生命安全风险的可能成因

本研究选取“教师工作环境变化”等四个变量作为解释变量，通过描述性统计并建立回归模型进行检验，结果如表6。从变量的实际均值来看，“教师工作环境变化”“师生关系变化”“教师其他人际关系变化”三个变量得分均在2到3之间，即认可度介于“较不认可”和“一般认可”之间，说明在教师心目中，工作环境变化、师生关系变化以及其他人际关系变化尚未构成影响生命安全风险的突出因素；而“教师个体原因”得分却最高(3.30)，且超出了一般认可程度。可见，教师从总体上倾向于认可“教师个体原因”是导致生命安全风险的因素。从变量显著性来看，“教师工作环境变化”“师生关系变化”“教师其他人际关系变化”“教师个体原因”四个变量均具有较高的显著性水平。为避免各变量间存在多重共线性而导致的伪回归，采用方差膨胀因子对解释变量进行多重共线性诊断，发现四个变量的方差膨胀因子VIF都在1到3之间，均小于阈值10，表明各变量之间不存在多重共线性而导致的伪回归。此外，回归模型检验结果还显示，模型的R平方为0.331，表明生命安全风险的成因除了模型中的解释变量外，还有其他变量有待进一步探寻。

(2)身心健康风险的可能成因

本研究选取“教师工作环境变化”等四个变量作为解释变量，通过描述性统计并建立回归模型检验，结果如表7。从变量的实际均值来看，“教师工作环境变化”“师生关系变化”“教师其他人际关系变化”三个解释变量的得分介于2和3之间，即认可度介于“较不认可”和“一般认可”之间，说明在教师心目中，教师工作环境变化、师生关系变化以及教师其他人际关系变化尚未构成影响身心健康风险的突出因素；而“教师工作任务及压力变化”得分3.38，超出了一般认可程度，表明教师从总体上倾向于认可“教师工作任务及压力变化”是导致身心健康风险的一项因素。从变量显著性来看，“教师工作环境变化”“教师其他人际关系变化”“教师工作任务及压力变化”三个变量的显著性水平较高，而“师生关系变化”对于身心健康风险的影响却不明显。采用方差膨胀因子对解释变量进行多重共线性诊断，发现四个变量的方差膨胀因子VIF都在1到3之间，均小于阈值10，表明四个变量之间不存在共线性而导致的伪回归。此外，回归模型检验结果还显示，模型的R平方为0.302，表明身心健康风险的成因除了模型中的解释变量外，还有其他变量有待于进一步探寻。

表7 身心健康风险可能成因的回归模型检验结果

(3)专业能力风险的可能成因

表8 专业能力风险可能成因的回归模型检验结果

本研究选取“办学理念变化”等六个变量作为解释变量，通过描述性统计并建立回归模型检验，获得结果如表8。从变量的实际均值来看，由于“专业知识体系变化”“专业技能要求变化”“教学任务变化”“科研任务变化”“专业服务社会内容变化”五个变量的得分均在3到4之间，即认可度介于“一般认可”和“比较认可”之间，可见，在教师心目中，该五个变量对专业能力风险的影响获得了一定的认可度。从变量显著性来看，“办学理念变化”“专业知识体系变化”“科研任务变化”“专业服务社会内容变化”四个变量呈现出了较高的显著性水平，说明其作为专业能力风险的可能成因具有统计学意义；而“专业技能要求变化”“教学任务变化”两个变量对于专业能力风险的影响目前尚不显著。采用方差膨胀因子对解释变量进行多重共线性诊断，发现各变量的方差膨胀因子VIF均在2到4之间，均小于阈值10，表明各变量之间不存在多重共线性而导致的伪回归。此外，模型的R平方为0.366，表明专业能力风险的成因除了模型中的解释变量之外，还有其他变量有待于进一步探寻。

(4)职业声望风险的可能成因

表9 职业声望风险可能成因的回归模型检验结果

本研究选取“应用型学科专业发展、产教融合、产学研合作等任务挑战”等三个变量作为解释变量，通过描述性统计并建立回归模型检验，获得结果如表9。从变量的实际均值来看，“应用型学科专业发展、产教融合、产学研合作等任务挑战”的得分在2到3之间，即认可度介于“较不认可”和“一般认可”之间，说明教师对该变量的认可程度不一，换言之，在教师们看来，应用型学科专业发展、产教融合、产学研合作等任务挑战目前尚未成为导致职业声望风险的突出因素；而“教师工作的空间环境、劳动强度、工资收入、福利待遇、晋升机会等变化”“人才培养的社会满意度状况变化”两个变量的得分在3到4之间，即认可度介于“一般认可”和“比较认可”之间，可见，在教师心目中，该两个变量对职业声望风险的影响获得了一定的认可度。从变量显著性来看，“应用型学科专业发展、产教融合、产学研合作等任务挑战”“教师工作的空间环境、劳动强度、工资收入、福利待遇、晋升机会等变化”“人才培养的社会满意度状况变化”三个变量均呈现出较高的显著性水平，表明三个变量作为解释变量具有统计学意义。采用方差膨胀因子对变量进行多重共线性诊断，发现三个变量的方差膨胀因子VIF均在1到3之间，均小于阈值10，表明变量之间不存在多重共线性而导致的伪回归。此外，模型的R平方为0.230，表明职业声望风险的成因除了模型中的解释变量外，还有其他变量有待于进一步探寻。

(5)生涯发展风险的可能成因

表10 生涯发展风险可能成因的回归模型检验结果

本研究选取“教师职业角色转换、职业声望变化可能引发的教师职业角色认同危机”等两个变量作为解释变量，通过描述性统计并建立回归模型检验，获得结果如表10。从变量的实际均值来看，“教师职业角色转换、职业声望变化可能引发的教师职业角色认同危机”变量的实际均值2.92，即认可度介于“较不认可”和“一般认可”之间，反映了教师对该变量的认可程度不一；而“教师能力素质受冲击可能引发的教师职业停滞或退出”变量的实际均值3.06，即认可度介于“一般认可”和“比较认可”之间，可见，在教师心目中该变量对生涯发展风险的影响获得了一定的认可度。从变量显著性来看，两个解释变量均呈现出较高的显著性水平，表明该两个变量作为解释变量均具有统计学意义。采用方差膨胀因子对变量进行多重共线性诊断，发现其方差膨胀因子VIF介于2到3之间，均小于阈值10，表明变量之间不存在共线性而导致的伪回归。此外，模型的R平方为0.282，表明生涯发展风险成因除了模型中的解释变量外，还有其他变量有待于进一步探寻。

三、研究启示与建议

当前的高校转型并没有引发大学教师对学术职业发展的恐慌，大学教师学术职业风险总体上仍处于一种低水平感知状态。然而，风险的“不确定性”挑战的正是大学教师学术职业群体或个体的“惯例”或“例行化”(13)楚江亭：《风险社会与教师自我认同危机》，《教师教育研究》，2009年第1期。。风险本身的不确定性和复杂性，不仅给人们认识和理解大学教师学术职业风险增添了一定的模糊性，还给人们观测、评估以及治理风险带来了一定的难度。但基于实证调查与分析，本研究也获得了一些重要启示与建议。

(一)以教师研修培训为抓手，提升大学教师学术职业风险防范意识

大学教师学术职业风险感知程度总体偏低、调查数据离散程度较高的特点，既反映了群体意识的薄弱，也反映了个体感知的差异。群体意识的薄弱必然会制约个体认同的普遍提升。当前，若仅寄希望于教师个体的自知自觉和自主行动来提升大学教师群体的学术职业风险防范意识，可能将是较为缓慢而漫长的过程。因而，提高群体风险意识，促进个体感知认同，当成为高校治理大学教师学术职业风险的因应之策。 教师研修培训作为学校加强师资队伍建设，实现教师专业成长的重要途径(14)马莉：《教育新常态下高校教师培训:价值意义、实践困境与实现径路》，《黑龙江高教研究》，2019年第10期。。多数被调查者表达了加强学术职业风险认知培训的愿望和诉求。建议高校从三方面努力：一是重视研修培训的基层载体建设。高校内部延伸到教师日常活动领域的教研室、实验室、课程团队(组)等基层教学组织，不仅贴近于教师学科，而且具有组织灵活特性，是便捷开展学术职业风险研修培训活动的重要载体。二是重视研修培训主题建设。研修培训活动应突破传统意义上的以教学发展为核心的内容范畴，拓展融入以学术职业发展为主的更加丰富的内容。三是重视研修培训组织氛围建设。优质的组织氛围能够促进成员的职业发展(15)Hall D T , Mirvis P H.The New Career Contract: Developing the Whole Person at Midlife and Beyond，Journal of Vocational Behavior，1995(3).。学校在为教师提供良好职业环境和资源条件的基础上，还应改变以往单纯追求教师业务能力提升为主题的研训氛围，积极创设有利于教师平等参与、相互倾诉、互助提升的多元化组织交流氛围，以此增进大学教师群体的从业信心和履职能力，共同提高学术职业风险防范意识和能力。

(二)以教师人口学变量为指标，实施大学教师学术职业风险动态监测

人口学变量因其具有客观、可靠、易识别、易获取等优点，受到了人文社会领域研究者的普遍青睐。学术职业风险在人口学变量上呈现出的差异，为反映现实问题和寻找针对性举措提供了重要线索。比如，从年龄来看，31～40岁年龄段的教师在学术职业风险总体感知上相对明显，反映出此年龄段教师可能受个体成长阶段任务(如抚养子女、照顾老人等)所迫正在遭遇诸多风险；从教龄来看，15～25年教龄的教师对学术职业风险的感知程度显著偏高，反映出此教龄段教师可能受专业发展任务(如教学科研、职称晋升等)所迫正在遭遇较多风险。特别需要注意的是，15～25年教龄的教师对于身心健康风险感知度偏高的状况与该教龄段教师近年来接连发生的过劳死、英年早逝等事故似乎存在着某种内在关联，这或许跟此教龄段教师工作、职评、生活等压力较大有关，因而，亟待人们找寻原因并加强舒缓应对。此外，5～15年、15～25年教龄的教师对专业能力风险的感知程度持续偏高，说明大学教师岗位工作对其专业素养的挑战长期存在。由此可见，人口学变量为研究大学教师学术职业风险提供了丰富线索，也为监测学术职业风险提供了数据途径。

(三)以大学教师学术职业风险治理为契机，助推转型高校向应用型深度转型

本研究主要考察高校转型下大学教师的学术职业风险状况，并结合数据分析，探寻了大学教师学术职业风险的可能成因。虽然从总体上看，高校转型目前尚未给大学教师学术职业带来显著风险，但从具体维度分析上获取的具有统计学意义的学术职业风险成因(见表11)不失为一次有益探索，这可为后续学术职业风险成因的治理研究提供必要的参考。

表11 高校转型下大学教师学术职业风险的可能成因

目前，转型高校中大学教师对于学术职业风险的感知度不高，这不仅不能说明转型高校中大学教师学术职业发展无风险，反倒更值得人们深思和研究：一是高校转型是否真的转了，转型发展取得应有的效果了吗？二是高校转型难道不会触及大学教师学术职业发展吗？三是大学教师面对学术职业风险真的可以那么平静吗？诚然，如若高校转型实质上未发生或进展缓慢，大学教师的感受可能会很平静，但转型“转到深处是课程，转到难处是教学，转到痛处是教师”(16)曹勇安：《高校转型的最后一公里》，《中国职业技术教育》，2017年第2期。。鉴于此，从长远考虑，建议转型高校前瞻性思考大学教师学术职业风险的应对问题，真正把大学教师学术职业风险治理纳入高校转型改革的重要任务之一，以有效破解大学教师学术职业风险治理难题，加强应用型教师队伍建设，以切实行动助推高校向应用型深度转型。