王 超，翁世洲

（廣西民族師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣西 崇左 532200）

高校教師工作量的多少，直接影響著教師的切身利益。自高校實(shí)行績效改革之后，學(xué)校根據(jù)實(shí)際情況對教師每年的任務(wù)內(nèi)工作量制定標(biāo)準(zhǔn)。對于教學(xué)壓力較大的新晉應(yīng)用型本科高校來說，該標(biāo)準(zhǔn)過低會(huì)影響教學(xué)的正常運(yùn)行，過高則擠占教師的科研時(shí)間，直接影響教師的教學(xué)水平、職稱評定及服務(wù)社會(huì)的能力。近年來，與教師科研產(chǎn)出相關(guān)的研究逐漸豐富。圍繞教師科研產(chǎn)出的研究，主要集中在科研產(chǎn)出的影響因素及其框架的分析[1-4]38-44+50，15-19，125-126，14-20。部分學(xué)者從更加微觀的角度，如高層次人才[5]84-90+98，科研團(tuán)隊(duì)[6-7]129-137，4-14、組織氣氛[8]41-49等方面研究了其對教師科研產(chǎn)出的影響。通過總結(jié)已有研究，影響教師科研產(chǎn)出的因素是多方面的，除了學(xué)科差異，科研激勵(lì)、團(tuán)隊(duì)建設(shè)、實(shí)驗(yàn)室平臺(tái)等外部因素，還有先賦性因素（性別、年齡、職稱、學(xué)歷等）和內(nèi)驅(qū)因素（科研經(jīng)歷、時(shí)間投入、科研信心等）。

然而，如今已有的研究大部分停留在定性分析和理論直覺的認(rèn)識層面，缺乏具體的微觀實(shí)證分析。本文從“時(shí)間供給”這個(gè)微觀視角，將教師主要工作量分為課堂教學(xué)和非課堂教學(xué)，選取廣西民族師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院2019年的數(shù)據(jù)，具體分析教師課堂及非課堂教學(xué)對科研產(chǎn)出的不同影響。

一、變量的選取及模型的設(shè)定

（一）變量的選取

1.科研產(chǎn)出指標(biāo)變量的選取。關(guān)于科研研究的成果，主要是從數(shù)量和質(zhì)量兩個(gè)角度去衡量。數(shù)量是指學(xué)術(shù)論文、著作和教材、科研項(xiàng)目等的個(gè)數(shù)；而質(zhì)量是將上述成果分級別轉(zhuǎn)換為相應(yīng)的科研分，用總科研分來衡量科研產(chǎn)出。若從數(shù)量角度衡量，指標(biāo)數(shù)據(jù)相對較小，且差異性不夠，無法區(qū)別不同級別的科研成果。因此本文采用質(zhì)量指標(biāo)，選取廣西民族師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院2019年的科研、教研總分值作為衡量教師科研產(chǎn)出的變量。

2.課堂、非課堂教學(xué)工作量的選取。課堂、非課堂教學(xué)工作量的衡量指標(biāo)一般都比較直接，以學(xué)校教務(wù)處最終核定的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。本文選取2019年由教務(wù)處核算的教師全年課堂及非課堂教學(xué)按小節(jié)計(jì)算的工作量為教師課堂、非課堂教學(xué)工作量的核算依據(jù)。

3.控制變量的選取。除了上述被解釋變量及主要的解釋變量，本文根據(jù)已有研究成果梳理出的影響科研產(chǎn)出的先賦和內(nèi)驅(qū)因素，將年齡、職稱、是否為行政、性別、進(jìn)校工作時(shí)間作為回歸模型的控制變量，以使最終得到的結(jié)果更加科學(xué)穩(wěn)健。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表1中變量的描述性統(tǒng)計(jì)來看，被解釋變量科研產(chǎn)出與解釋變量課堂教學(xué)工作量、非課堂教學(xué)工作量的平均值差距較大，與教師工作量和科研產(chǎn)出不均衡的現(xiàn)象相符合。將主要解釋變量與被解釋變量作相關(guān)關(guān)系圖（見圖1）。

圖1 課堂、非課堂工作量和科研產(chǎn)出關(guān)系圖

從圖1中可以看出，科研產(chǎn)出與課堂教學(xué)工作量、非課堂教學(xué)工作量分別呈現(xiàn)負(fù)向和正向關(guān)系，與理論直覺相符合，為下文的實(shí)證分析做先驗(yàn)性支撐。

（三）回歸模型的設(shè)定

根據(jù)被解釋變量、解釋變量和控制變量，設(shè)定回歸模型如下：

Ach_Sci=β0+β1×Cla+β2×Non_cla+β3×Title+β4×If_Adm+β5×Sex+β6×Age+β7×Enter_time

本文的主要關(guān)注為β1和β2系數(shù)的正負(fù)以及顯著性。

對于截面數(shù)據(jù)回歸模型，要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲詈投嘀毓簿€性，以便得到有效的估計(jì)量。首先，通過懷特檢驗(yàn)對模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)得到，White檢驗(yàn)值Prob ＞ chi2=0.6782，不拒絕原模型中不存在異方差的假設(shè)，故模型不存在異方差問題，進(jìn)一步采用VIF值對模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到：

表2 模型VIF值

從表2中可以看出，模型各變量VIF均值為2.08，小于5，最大值為3.18，小于10，故模型不存在異方差。模型通過異方差及多重共線性檢驗(yàn)，回歸模型不存在異方差和多重共線性問題，可采用普通最小二乘法對模型進(jìn)行實(shí)證分析。

二、教師課堂、非課堂工作量對科研產(chǎn)出影響的實(shí)證結(jié)果

為了使結(jié)果更加穩(wěn)健和有對比性，本文分別匯報(bào)了沒有加入控制變量（模型1）和加入了控制變量（模型2）的實(shí)證結(jié)果。運(yùn)用STATA15.0，采用普通最小二乘法對模型1和模型2進(jìn)行回歸，得到實(shí)證結(jié)果，見表3。

表3 實(shí)證分析結(jié)果表

（一）課堂、非課堂教學(xué)工作量對教師科研產(chǎn)出影響的實(shí)證結(jié)果

從表3模型1和模型2的實(shí)證結(jié)果可以看出，課堂教學(xué)工作量在5%的顯著性水平上，對教師科研產(chǎn)出有顯著的負(fù)面影響，且每增加一個(gè)課堂教學(xué)課時(shí)，會(huì)使科研產(chǎn)出下降0.252分；而非課堂教學(xué)工作量在5%的顯著性水平上，對教師科研產(chǎn)出有顯著的正向影響，且每增加一個(gè)非課堂教學(xué)課時(shí)，教師科研成果產(chǎn)出上升0.382分?？梢娬n堂和非課堂教學(xué)對教師的科研產(chǎn)出分別呈現(xiàn)出“擠占”和“促進(jìn)”的相反效應(yīng)。模型1的回歸結(jié)果與模型2一致，只有微弱的差異，證明了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

（二）控制變量對教師科研產(chǎn)出影響的實(shí)證結(jié)果

從模型2的回歸結(jié)果可以得到，性別對教師科研產(chǎn)出的影響非常顯著（在1%的顯著性水平上顯著），且男性平均科研產(chǎn)出要比女性的科研產(chǎn)出高出72.42分。可見科研產(chǎn)出的“性別”效應(yīng)現(xiàn)象非常突出。

職稱、進(jìn)校時(shí)間對科研成果有正向的促進(jìn)作用，符合理論直覺，但作用不顯著，說明教師科研產(chǎn)出的“職稱”效應(yīng)和“時(shí)間”效應(yīng)并不突出。其原因可能是數(shù)據(jù)中高級職稱教師較少，大部分為“講師”和“未定級”。因?yàn)橹骺陀^原因，在科研上的時(shí)間積累并沒有得到很好的保證。若教師有行政職位，對科研產(chǎn)出也有正向的促進(jìn)作用，符合理論直覺，但作用不顯著。這說明教師科研的“去行政化”政策有一定的效果，但作用還沒有很明顯。在控制了職稱等影響因素后，年齡對科研成果具有負(fù)向影響，但作用不顯著。原因可能是，隨著年齡的增長，部分教師對科研的興趣逐漸減少，但這種現(xiàn)象并不突出。

三、結(jié)論與建議

（一）規(guī)范課堂教學(xué)工作量，加強(qiáng)非課堂教學(xué)工作量，提高教師自身科研產(chǎn)出

課堂教學(xué)工作量及非課堂教學(xué)工作量對教師科研產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)“擠占”和“促進(jìn)”的相反作用。因此在課堂教學(xué)方面，應(yīng)通過優(yōu)化專業(yè)人才培養(yǎng)方案、規(guī)范和均衡各教師的課堂教學(xué)工作量等措施，鼓勵(lì)教師“少上課、上金課”，以減少對科研工作時(shí)間的擠占，增加對科研工作的時(shí)間投入；在非課堂教學(xué)方面，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步鼓勵(lì)教師安排時(shí)間指導(dǎo)學(xué)生參加學(xué)科競賽、大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽等，增加自身對非課堂教學(xué)工作的投入，最終提高自身的科研產(chǎn)出。

（二）適當(dāng)提高教學(xué)工作量報(bào)酬，降低非課堂教學(xué)工作量報(bào)酬

課堂教學(xué)對科研產(chǎn)出具有顯著的“擠占”效應(yīng)，教師科研產(chǎn)出直接影響著教師職稱評審、科研績效等切身利益，若因?yàn)榭陀^原因?qū)е陆處熣n堂教學(xué)工作量過高的，可以適當(dāng)提高課堂教學(xué)工作量報(bào)酬。而非課堂教學(xué)對教師科研產(chǎn)出具有顯著的“促進(jìn)”效應(yīng)，其報(bào)酬在科研績效中已經(jīng)體現(xiàn)，因此可適當(dāng)降低非課堂教學(xué)工作量報(bào)酬。2019年數(shù)據(jù)測算表明，每增加一個(gè)課堂教學(xué)課時(shí)，會(huì)使科研產(chǎn)出下降0.252分，每增加一個(gè)非課堂教學(xué)課時(shí)，會(huì)提高科研產(chǎn)出0.382分，2019年每1科研分的績效獎(jiǎng)勵(lì)是28.6元。因此參考實(shí)際計(jì)算結(jié)果，每小節(jié)課堂教學(xué)工作量報(bào)酬可提高約7.2元，每小節(jié)非課堂教學(xué)工作量報(bào)酬降低約10.9元，在總額績效不變的基礎(chǔ)上，可將非課堂教學(xué)工作量報(bào)酬調(diào)整到課堂教學(xué)工作量報(bào)酬上。

（三）需要更加關(guān)注女性教師的科研工作

據(jù)測算結(jié)果可知，與男性教師相比，女性教師的平均科研產(chǎn)出較低，且這種“性別”效應(yīng)特別明顯。由于女性教師比例相對較高，且女性教師有特殊的家庭責(zé)任，因此學(xué)校在科研評價(jià)以及科研績效方案制訂中，可以適當(dāng)增加關(guān)注女性教師科研工作的績效激勵(lì)措施。

（四）做好“以高帶低”“以老帶新”的科研團(tuán)隊(duì)建設(shè)工作

“職稱”效應(yīng)、“時(shí)間”效應(yīng)、“年齡”效應(yīng)的不顯著，從側(cè)面反映出科研團(tuán)隊(duì)建設(shè)的不合理，尚未形成“以高帶低”“以老帶新”的科研傳承機(jī)制。所以需要建設(shè)以高職稱帶低職稱、以老教師帶新教師的科研團(tuán)隊(duì)指導(dǎo)機(jī)制，按專業(yè)和方向形成科研小組，形成“由上至下”的縱向培養(yǎng)機(jī)制、“方向?qū)Ψ较颍瑢I(yè)到專業(yè)”的橫向交叉小組機(jī)制，從整體上提高教師的科研產(chǎn)出。

（五）做好科研成果評價(jià)的去行政化工作

科研產(chǎn)出的“行政”效應(yīng)并不顯著，反映了科研項(xiàng)目申請和評價(jià)的去行政化工作收到了一定的成效。但從系數(shù)來看，有行政職位相對于沒有行政職位的平均科研產(chǎn)出多11.21分，這種差距依然比較大，據(jù)此需要進(jìn)一步優(yōu)化科研成果評價(jià)的“去行政化”工作，真正做到由民主化的“科研指導(dǎo)小組”來進(jìn)行“學(xué)術(shù)管科研”的科研評價(jià)機(jī)制。