郝 丹 娜

(渭南師范學院 學報編輯部，陜西 渭南714099)

高校教師作為構成高等教育工作最基礎的因素之一，其良好的工作激勵績效保障是提升高校辦學業(yè)績的基礎，因此，研究高校教師的激勵因素、提升教師的績效水平一直是高校及學者關注的問題。教師最為注重的是自我價值的體現，即教師在教學活動中愛崗愛教，以教學為樂趣，從而提升其教育教學績效。[1]高校教師積極性有三大來源: 內在動力、外界壓力和目標吸引力。其中以內在動力最為重要，這是高校教師積極性持久而決定的因素。[2]高校不應只注重教師的任務績效考核，也應關注教師的創(chuàng)新潛質，最大程度地發(fā)掘教師的內在創(chuàng)新性，激發(fā)教師的創(chuàng)新力，從而推動和提升教師的教育教學績效，提升人才培育質量。[3]本文在既有研究成果的基礎上擬探索高校教師內在激勵因素與任務績效之間的關系。

一、研究問題與假設

(一)高校教師內在激勵維度分析

高校教師內部激勵主要包括教師的個人能力、工作責任、工作獲得的成就等。程文等人認為高校研究人員激勵因素分為內在激勵和外在激勵，其中內在激勵包括成長激勵、價值激勵、認可激勵。[4]章凱認為工作本身的激勵屬于內在激勵，由發(fā)出行為的動機引起，例如對工作的興趣、個人發(fā)展、個人成就等。[5]本文將內在激勵維度劃分為工作成就、個人價值、創(chuàng)新激勵。

1.工作成就

工作成就是指教師在工作中的自主安排與成就。其包含教師在工作中的工作時間、工作方法、工作內容與任務等，工作時間主要是工作時長和日常安排；工作方法主要是工作中是否使用輔助設備，如何完成工作要求；工作內容與任務是具體分工、做什么等。[6]28

2.個人價值

價值激勵是指目前所從事的工作是否為自己的興趣、與自己性情與向往是否相符、是否熱衷于目前的職業(yè)，在個人能力基礎上所形成的個人興趣愛好。高校教師的價值激勵是是否愛好教育，是否將職業(yè)價值視為自我實現的途徑。[7]

3.創(chuàng)新激勵

創(chuàng)新激勵是指對新事物的追求、用新的辦法解決問題等。Bottazzi與 Giovanni認為創(chuàng)新激勵是激勵主體與激勵客體之間的相互作用。[8]技術創(chuàng)新具有不確定性和外部性，因此激勵對于創(chuàng)新尤為重要。[9]學校要對高校教師進行引導和規(guī)范，從而最大程度激發(fā)其科研創(chuàng)新的動機。[10]

(二)高校教師任務績效維度分析

高校教師任務績效評價不僅是對教師工作的考量，更是學校對教師情況的全面了解和掌握。目前學術界普遍認為教師任務績效考量以教學、科研和服務為主[11]，即將教師績效分為工作任務的完成程度、服務、學術研究與參與程度、其他學術活動和專業(yè)的發(fā)展[12]，基于學界對高校教師任務績效考核方面的認定，本研究將任務績效維度劃分為教育教學、科學研究、社會服務進行研究。

1.教育教學

教師應懂得因材施教，引導學生自主學習，激發(fā)學生的學習興趣，故從以下方面進行題項設計：(1)教師是否扎實掌握所學專業(yè)領域的知識；(2)是否靈活運用教學方法；(3)對于教學任務的完成程度。[13]

2.科學研究

學校的科學研究能力在一定程度上影響學生培養(yǎng)質量、學科建設與發(fā)展，是校與校之間競爭的有力保障，同時科學研究作為高校教師工作的重要組成部分，不同于其他產品，是知識成果的反映與表現。研究時應側重于科學研究中的行為與過程的總和，故第一考慮教師在科研上的投入時間、精力和對于學術的態(tài)度等，第二考慮其階段成果展示、研究進展等，第三是學術論文發(fā)表、專著論著及其教材編寫數量與級別[14]12。

3.社會服務

社會服務指高校服務于社會或地方發(fā)展的情況，主要表現為技術合作、人才支持、信息交流與咨詢等。有效地將產學研相結合是高校實現社會服務的有效方法。[15]具體可表現為服務于校外機構，進行學術指導、開展學術交流、技術交流，或學校與企業(yè)、教師與企業(yè)的橫向課題，或在政府的參與下進行的公益活動等。

(三)高校教師內在激勵維度與任務績效之間的關系

1.工作成就與任務績效之間的關系

教師強烈的成就需求能夠推動其不斷提升自身價值與素養(yǎng)，追求更高的科研成果，教師在科學研究中的價值所體現的是教師的內在精神[16]；教師在自身興趣與工作相一致的情況下，更有動力進行教學與研究，教師對科學研究的興趣是推動自身進行科研創(chuàng)新的動力，當教師對科學研究產生極大熱情與熱愛時，會推動教師的社會服務[17]。

2.個人價值與任務績效之間的關系

高校教師的個人價值理念是教師發(fā)展中的精神支柱。有學者指出高校要注重對教師人格、精神的引導，通過各種方式使教師認識到自身的價值所在，保持積極向上的精神風貌，從而用自己的知識服務社會，實現大學的社會服務功能。[18]教師拓寬社會服務的范圍有助于提升教育教學績效。[19]在教育教學過程中，教師將新的知識與技術運用到人才培育、教書育人工作中，從而提升組織教育教學績效。

3.創(chuàng)新激勵與任務績效之間的關系

教師的創(chuàng)新激勵對科學研究有積極的推動作用。對教師科研創(chuàng)新方面的激勵可以推動教師科學研究不斷向前，由于創(chuàng)新具有不可控的特點，當教師要進行創(chuàng)新時，必須具備一定的熱情與激情，從而在一定程度上推動科研工作的發(fā)展。科學創(chuàng)新與利益、功利之間不存在相關關系，但有效的創(chuàng)新激勵在某種程度上會影響和推動教師的科學研究。[20]教師可將新的科研成果回饋于社會從而提升社會服務績效。

基于以上對高校教師內在激勵及任務績效的論述，提出以下研究問題：(1)影響高校教師的內在激勵因素有哪些？(2)高校教師的任務績效如何分類？(3)內在激勵的各個影響因素是否顯著影響任務績效各維度？

(四)研究假設

第一，教育教學方面。高校教師在教育教學中所展現的自我風采就是自我實現的方式，教師在教學過程中可以獲得奉獻感、成就感與自我實現感，從而使之成為一種激勵手段。教師工作與教育教學之間存在顯著正相關關系。[21]第二，科學研究方面。教師的激勵要以教師自身個性與特性為出發(fā)點，在自我實現的基礎上不斷追求科學研究與學術價值，將更大的熱情投入到科學研究中[22]。創(chuàng)新激勵對科研績效有顯著影響。[23]第三，社會服務方面。高校的環(huán)境為教師創(chuàng)新提供有力支持，高校因其自身的特殊性，應整合人才資源、設備資源等，為地方經濟、文化發(fā)展提供更為具體的服務。將教師的創(chuàng)新融入社會服務中，有助于充分發(fā)掘社會資源，使高校資源與社會資源相結合，引導教師將現有資源與地方實際情況相結合，從而展開社會服務之工作，一定程度上推動整體工作績效。[24]

基于以上論述，本研究提出以下研究假設：

H1工作成就對教育教學有正向影響，兩者呈正相關關系；H2個人價值對教育教學有正向影響，兩者呈正相關關系；H3創(chuàng)新激勵對教育教學有正向影響，兩者呈正相關關系；H4工作成就對科學研究有正向影響，兩者呈正相關關系；H5個人價值對科學研究有正向影響，兩者呈正相關關系；H6創(chuàng)新激勵對科學研究有正向影響，兩者呈正相關關系；H7工作成就對社會服務有正向影響，兩者呈正相關關系；H8個人價值對社會服務有正向影響，兩者呈正相關關系；H9創(chuàng)新激勵對社會服務有正向影響，兩者呈正相關關系。

二、研究方法

(一)研究對象

研究對象為以教學研究型高校教師為主，采用方便抽樣的形式，以實地發(fā)放、網絡發(fā)放等方式，共發(fā)放問卷230份，回收問卷210份，有效問卷200份。其中男性99人，女性101人；年齡在30歲以下34人，31～35歲32人，36～40歲43人，41～45歲30人，46～50歲28人，52歲以上33人；未婚93人，已婚107人；職稱為助教55人，講師77人，副教授35人，教授33人；學歷為本科及以下52人，碩士研究生99人，博士研究生49人；學校類別為普通本科院校132人，211院校及以上68人；教齡在1年及以內為39人，2～10年55人，11～20年63人，21～30年23人，30年及以上20人。

(二)研究工具

采用結構方程模型進行實證研究，通過使用文獻分析法和問卷調查法，搜集相關文獻，對內在激勵、任務績效維度與概念及其影響因素等相關資料進行梳理，結合實際情況，提出本研究框架，形成高校教師內在激勵和任務績效問卷。

(三)數據處理

對高校教師基本數據分析發(fā)現，其分布較為合理，符合目前高校教師的整體結構分布。通過對于內在激勵和任務績效各個題項的分析，對比其均值和標準偏差發(fā)現研究的意義，其數據呈現均體現了目前高校教師的基本情況。

1.內在激勵、任務績效信效度分析

問卷整體 Cronbach’sα系數為0.928，說明問卷總體具有非常好的信度，KMO和Bartlett球形檢驗發(fā)現KMO測度指數為0.922，Bartlett球形檢驗顯著性概率0.000,所有量表的信效度系數均達到標準，說明問卷具有較高的信度，測量結果比較可靠。綜上說明維度中的題項間有顯著差異，適合進行因子分析。

對內在激勵進行探索性因子分析，結合總方差分解表，前3個主成分的特征根均大于1，從第4個起其特征根開始小于1，并且前3項主成分的累積貢獻率為65.00%；對任務績效進行探索性因子分析，結合總方差分解表，前3個主成分的特征根均大于1，從第4個起其特征根開始小于1，并且前3項主成分的累積貢獻率為64.81%。根據旋轉后的成分矩陣各題項因子載荷均大于0.5，形成了比較清晰的個人價值因子、工作成就因子、創(chuàng)新激勵因子、教育教學因子、科學研究因子和社會服務因子。

2.內在激勵、任務績效各維度測量模型驗證

1.1.2 葉瘟。分蘗至拔節(jié)期為害較重，有2種類型病斑：①急性型病斑，即葉片上形成暗綠色、近圓形或橢圓形病斑，醉葉兩面都產生褐色霉層；②慢性型病斑，即病斑形狀為菱形或者長菱形，中央灰白色，邊緣紅褐色，外面有黃色暈圈，并且病斑上有灰色霉層［1］。

根據Daire、Joseph、Michael 的研究表明，具有較低的倍數r2(SMC為0.2)的題項要從測量模型中刪除，本研究中，將采用刪除因素負荷量小于0.45且SMC小于0.2的題項進行題項凈化[25]。

為了研究方便，將個人價值用GRJZ表示，創(chuàng)新激勵用CXJL表示，工作成就用GZCJ表示，教育教學用JYJX表示，科學研究用KXYJ表示，社會服務用SHFW表示。

通過對工作成就模型測量，發(fā)現擬合度CMIN/df=1.981，滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.070，滿足上限RMSEA<0.08的標準，GFI=0.980、NFI=0.974、IFI=0.987、CFI=0.987，均滿足大于0.80指標，綜合各項指標，擬合度指標均達理想。

通過對個人價值模型測量，發(fā)現擬合度CMIN/df=5.054，未滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數沒有達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.142，沒有滿足上限RMSEA<0.08的標準，GFI=0.957、NFI=0.952、IFI=0.961、CFI=0.961，滿足大于0.80指標，綜合各項指標，個人價值初始模型擬合度尚有提升空間。根據模型修正指標，對模型進行修正，刪除GRJZ1(目前我的工作就是我的興趣所在)，保留GRJZ2(我的工作使我的價值得以體現)、GRJZ3(我熱愛我的工作崗位)、GRJZ4(我的工作不斷激勵著我)、GRJZ5(我可以連續(xù)工作較長時間樂此不疲)，對模型進行修正后，擬合度指標均達理想。

通過對創(chuàng)新激勵模型測量，發(fā)現擬合度CMIN/df=8.135，未滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數沒有達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.189，沒有滿足上限RMSEA<0.08的標準，GFI=0.922、AGFI=0.761、NFI=0.905、IFI=0.916、CFI=0.915，有未滿足大于0.8指標，綜合各項指標，創(chuàng)新激勵初始模型擬合度尚有提升空間。根據模型修正指標，對模型進行修正，刪除CXJL4(我喜歡提出新觀點、理念和發(fā)明新技術)和CXJL5(我很享受自由發(fā)揮的快樂)，保留CXJL1(我愿意接觸工作中的新挑戰(zhàn)與新事物)、CXJL2(解決新問題能使我愉悅)、CXJL3(我會努力用新的辦法解決困境)，對模型進行修正后，模型恰好識別。

通過對教育教學模型測量，發(fā)現擬合度CMIN/df=3.562，未滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數沒有達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.113，沒有滿足上限RMSEA<0.08的標準，GFI=0.924、AGFI=0.864、NFI=0.882、IFI=0.912、CFI=0.911，均滿足大于0.80指標，綜合各項指標，教育教學初始模型擬合度尚有提升空間。根據模型修正指標，對模型進行修正，刪除JYJX7(我非常注重學生在學習中理論與實際相聯系)，保留JYJX1(我的教學任務量達到了學校要求)、JYJX2(與他人相比，我的工作量較高)、JYJX3(周圍人對我的課程評價較高)、JYJX4(我經常參加教改等活動)、JYJX5(我會在課堂上采用多種教學手段)、JYJX6(我對教材有很好的把握)、JYJX8(我經常指導學生參加社會實踐、科研項目等)，對模型進行修正后，擬合度指標均達理想。

通過對科學研究模型測量，發(fā)現擬合度CMIN/df=3.179，未滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數沒有達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.104，沒有滿足上限RMSEA<0.08的標準，GFI=0.969、NFI=0.943、IFI=0.960，CFI=0.959、均滿足大于0.80指標，綜合各項指標，科學研究初始模型擬合度尚有提升空間。根據模型修正指標，對模型進行修正，刪除KXYJ4(我會努力使科研成果具有指導價值)，保留KXYJ1(學校對于科研的獎懲非常明確)、KXYJ2(我所主持的科研課題超過數量的平均數)、KXYJ3(我對科研投入較大精力)、KXYJ5(我的論文等經常獲得獎項，具有較高學術影響力)，對模型進行修正后，擬合度指標均達理想。

通過對社會服務模型測量，發(fā)現擬合度CMIN/df=9.205，滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.203，滿足上限RMSEA<0.08的標準，GFI=0.955、AGFI=0.773、NFI=0.923、IFI=0.9316、CFI=0.930，有未滿足大于0.80指標，綜合各項指標，社會服務初始模型擬合度尚有提升空間。根據模型修正指標，對模型進行修正，刪除SHFW4(我經常開設講座、培訓等)，保留SHFW1(我經常積極參與學校及社會工作，為其提供技術支持等)、SHFW2(我經常主持或參與企業(yè)的橫向課題)、SHFW3(我經常參加企業(yè)的技術交流或管理咨詢活動)，對模型進行修正后，模型恰好識別。

通過對每個測量模型進行單模型驗證后，緊接著對模型間的變量關系進行組成信度與區(qū)別效度檢驗。

3.內在激勵、任務績效各維度組成信度與區(qū)別效度分析

使用AMOS 22.0構建SEM模型，根據輸出數據整理和計算內在激勵和任務績效各維度間的組成信度與區(qū)別效度，其中組成信度(CR)值是所有測量變項信度的組合，表示構念指標的內部一致性，組成信度越高表示構念的內部一致性越高。Fornell and Larcker建議平均變異數萃取量大于0.5，介于0.36～0.5為可接受門檻。[26]在本研究中，教育教學、科學研究、創(chuàng)新激勵、個人價值、社會服務、工作成就的平均變異數萃取量(AVE)分別為0.714、0.728、0.794、0.777、0.746、0.722，表明題項間具有良好的收斂效度。教育教學、科學研究、創(chuàng)新激勵、個人價值、社會服務、工作成就各維度平均變異數萃取量(AVE)的根號值依次為0.510、0.530、0.630、0.604、0.557、0.521，均大于其他維度的相關性，因此說明維度間具有良好的區(qū)別效度。

三、研究結果

通過構建內在激勵各維度對任務績效的標準化路徑模型，分析工作成就、個人價值、創(chuàng)新激勵與教育教學、科學研究、社會服務的相關性，分析內在激勵的影響路徑。

通過AMOS 22.0對模型擬合指數的分析，發(fā)現擬合度CMIN/df=2.534，滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.067，滿足上限RMSEA<0.08的標準，說明模型擬合度良好；GFI=0.904;AGFI=0.870，NFI=0.870，IFI=0.931，CFI=0.930，均滿足大于0.85指標，進一步說明模型擬合度良好，模型通過檢驗。高校教師內在激勵對教育教學結構方程模型如圖1所示。

圖1 高校教師內在激勵對教育教學結構方程模型

通過對路徑回歸系數分析，工作成就對教育教學維度影響的標準化路徑系數為0.249，其對應P值大于0.05顯著性水平，說明工作成就對教育教學無相關，假設不成立；個人價值對教育教學維度影響的標準化路徑系數為0.111，其對應P值大于0.05顯著性水平，說明個人價值對教育教學無相關，假設不成立；創(chuàng)新激勵對教育教學維度影響的標準化路徑系數為0.315，其對應P值小于0.05顯著性水平，說明創(chuàng)新激勵對教育教學有相關，假設成立。

通過AMOS 22.0對模型擬合指數的分析，發(fā)現擬合度CMIN/df=2.776，滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.073，滿足上限RMSEA<0.08的標準，說明模型擬合度良好；GFI=0.906;AGFI=0.869，NFI=0.883，IFI=0.922，CFI=0.906，均滿足大于0.85指標，進一步說明模型擬合度良好，模型通過檢驗。高校教師內在激勵對科學研究結構方程模型如圖2所示。

圖2 高校教師內在激勵對科學研究結構方程模型

通過對路徑回歸系數分析，高效教師工作成就對科學研究為影響的標準化路徑系數為0.501，其對應P值小于0.05顯著性水平，故而工作成就對科學研究有相關，假設成立；個人價值對科學研究維度影響的標準化路徑系數為0.187，其對應P值大于0.05顯著性水平，故而個人價值對科學研究無相關，假設不成；創(chuàng)新激勵對科學研究維度影響的標準化路徑系數為0.145，其對應P值大于0.05顯著性水平，故而創(chuàng)新激勵對科學研究無相關，假設不成立。

通過AMOS 22.0對模型擬合指數的分析，發(fā)現擬合度CMIN/df=1.803，滿足CMIN/df<3的判別指數，說明該模型擬合指數達到可以接受的范圍與程度；RMSEA=0.063，滿足上限RMSEA<0.08的標準，說明模型擬合度良好；GFI=0.910;AGFI=0.871，NFI=0.907，IFI=0.956，CFI=0.956，均滿足大于0.85指標，進一步說明模型擬合度良好，模型通過檢驗。高校教師內在激勵對社會服務結構方程模型如圖3所示。

圖3 高校教師內在激勵對社會服務結構方程模型

通過對路徑回歸系數分析，工作成就對社會服務維度影響的標準化路徑系數為0.173，其對應P值大于0.05顯著性水平，說明工作成就對社會服務無相關，假設不成立；個人價值對社會服務維度影響的標準化路徑系數為0.386，其對應P值小于0.05顯著性水平，說明個人價值對社會服務有相關，假設成立；創(chuàng)新激勵對社會服務維度影響的標準化路徑系數為-0.111，其對應P值大于0.05顯著性水平，說明創(chuàng)新激勵對社會服務無相關，假設不成立。

四、分析與討論

綜上所述，內在激勵因素中工作成就對教育教學、個人價值對教育教學、個人價值對科學研究、創(chuàng)新激勵對科學研究、工作成就對社會服務、創(chuàng)新激勵對社會服務無相關關系，不存在顯著影響，這與部分學者的研究成果不一致。而創(chuàng)新激勵對教育教學有顯著影響，工作成就對科學研究有顯著影響，個人價值對社會服務有顯著影響，這與胥興春、李懷、孫桃、劉克勤等學者研究結果一致[22-25]。創(chuàng)新激勵對教育教學影響顯著，高校要大力提倡和發(fā)展創(chuàng)新激勵，創(chuàng)新激勵對教育教學上帶來的成就感使得更多教師更愿意在教學方式與方法上進行變革，工作成就對科學研究有正向促進作用，說明由于科研所帶來的成就感會激發(fā)更多的高?？蒲腥藛T投入到科學研究中，個人價值對社會服務有顯著促進作用，說明在社會服務中，更能體現高校教師在校園生活以外的價值，更能激發(fā)高校教師將其在學校的成果應用于社會。

五、結論與建議

(一)建立以教學創(chuàng)新為主的績效考核模式

科學合理的考核評價政策能夠激發(fā)高校教師教書育人、科學研究和社會服務的活力，是調動高校教師工作積極性、主動性的“指揮棒”，是促進教師發(fā)展和高校師資隊伍建設的重要手段。[27]

高校要進一步加強與完善對教師教育教學創(chuàng)新方面的激勵措施。目前各高校對教育教學越來越重視，但缺乏完善的教師評價機制，考核措施相對較為薄弱。雖然當前高校普遍存在“學生評教”“同行評教”這些以監(jiān)督為主保障教學質量的體系，但是，目前圍繞整個高校教學活動環(huán)節(jié)，大部分制度的建立僅僅是圍繞“保障”教學質量而完成，教師教學環(huán)節(jié)過程中往往承受巨大的壓力，很難提升教學質量，缺乏對教學創(chuàng)新獎勵的相關制度。

因此高校在提高教學質量活動方面，需改變原有的以“監(jiān)督”為主的管理模式，重新設計內在激勵機制，通過內在激勵的引導使教師“自然而然”地產生對教學環(huán)節(jié)的創(chuàng)新。確立以激勵教師不斷在教學環(huán)節(jié)創(chuàng)新為主的管理模式，通過明確具體的教學任務和要求，確定教學創(chuàng)新的具體種類，建立以經濟獎勵、名譽獎勵、職務晉升等多種手段，引導教師愿意在教育教學上投入更多時間與精力，積極探索課堂改革，切實提升教學質量。

(二)建立以樹立教師工作成就感為主的科研導向機制

當前，各高校多以經濟利益、績效考核以及職務晉升等來引導教師積極投入科研工作，但事實上效果并不明顯，科研工作的產出質量往往參差不齊，大部分高校教師特別是青年教師的科研動力往往是“被動”完成相關的指標和考核，甚至可能導致出現更多的學術倫理問題與學術造假成分，對大學科研工作的發(fā)展極為不利。因此，高校通過考核和薪酬科研成果對教師的“苛求”是過分短視的行為。而對于科研結果過分的追求，也可能抹殺教師的創(chuàng)新和他們的工作成就。

由于工作成就對科學研究有顯著影響，在保證高校常規(guī)的科研任務量時，應當弱化科研結果考核，以及科研結果考核與薪酬掛鉤的制度，減輕高校教師的科研壓力，建立從科研團隊、研究機構等為主的科研運行模式，使教師在團隊及科研機構中獲得工作成就感，引導教師“主動”投入到科研工作中，同時高校應當積極營造創(chuàng)新的學術氛圍，寬松的學術文化環(huán)境，發(fā)揮團隊合作精神，避免教師獨自面對巨大的科研任務，使教師能夠在科研團隊、研究機構中，整合資源，分解壓力，進而獲得職業(yè)成就感，使高校的科研工作和教師個人的科研任務形成良性發(fā)展。

(三)建立以學校為主體的社會合作模式，激發(fā)教師參與社會服務積極性

目前高校大部分的社會服務流于形式，在缺乏高校參與以及簡單的績效考核和職稱評審體系的壓力下，教師參與社會服務也僅僅從“功利角度”考慮，其產生的社會效果顯而易見。

由于個人價值對社會服務有顯著影響，高校教師是參與社會服務的主要力量，高校應當及時改變任由教師在外單獨參加社會活動的“放任”模式，建立以高校為主體的社會合作平臺模式，幫助教師走出去，讓教師充分感受到參與社會服務的自豪感，積極開展各類社會服務工作，提升社會服務績效水平，促使個人價值、創(chuàng)新和工作成就的激勵作用形成合力，激發(fā)出教師獻身學術的精神，塑造出其投身科研的品格。同時，高校要充分激勵并保障高校教師積極參加社會服務，塑造“學術領銜，合作創(chuàng)新”的學術本位價值，鼓勵不同學科的學術帶頭人組織跨學科團隊，在高校搭建的合作平臺內，為地方區(qū)域經濟文化發(fā)展服務，實現教師個人的價值。