徐國興

（華東師范大學高等教育研究所，上海200062）

一、研究背景

2019年，我國高等教育毛入學率為51.6%[1]。這標志著我國高等教育大眾化向普及化轉型的正式開始。2020年，我國高等教育毛入學率又有顯著提升，高達54.4%[2]。高等教育的形勢變化要求盡快調整發(fā)展戰(zhàn)略，由規(guī)模擴張轉向注重內涵與質量，實現(xiàn)由“大”變“強”。以“雙一流”高校為核心的研究型大學建設是基本途徑之一。迄今為止，在“雙一流”建設歷經一個周期后，社會各界越來越清楚地意識到“雙一流”建設的具體落腳點應在一流本科建設上，而一流本科建設的關鍵則是提升本科生學習質量。目前，以“雙萬計劃”為代表的一流本科建設正在迅速開展，其具體措施均圍繞促進教學質量提升而進行，比如滅“水課”興“金課”等等[3]。但這些措施背后的核心邏輯是，只要課程體系設計完善，教學質量保障有力，學習質量自然會同步上升。然而，迄今為止，這個邏輯的合理性并沒有充分的證據(jù)支撐。

對本科生學習質量的生成機制、尤其是來自教師教學①的影響的理論認識是逐步深化的長期過程。這體現(xiàn)在所關注的重點影響因素的階段性變化上：從個人屬性到學生參與，再到教師教學，進而到教師教學行為中的不同側面。傳統(tǒng)上，研究者更相信本科生先天屬性的作用。高校因素在學習進步中的重要影響只是近半個世紀才逐漸得到重視。但在高校因素中，研究者更關注高校類型和專業(yè)類型。近20年來，課堂上的教與學開始進入研究視野。但研究者重點關注的是學習參與而非教學。時至今日，盡管人們逐漸相信優(yōu)質教學對本科生學習應該有較大促進作用，但卻沒有明確而有力的證據(jù)。而且，現(xiàn)有的本科教學研究也多是在非研究型高校展開，缺乏對研究型大學本科教學的系統(tǒng)研究。這樣的研究結果對我國研究型大學的本科教學改革無甚啟示意義。隨著國際上高教普及化的普遍化，各國政府已經深刻意識到，缺乏證據(jù)就難以設計出針對性的教育改革措施[4]。改革迫切要求盡快對我國研究型大學的本科教學對學習質量影響的途徑和程度進行實證研究。

有鑒于此，本文擬在回顧國內外相關研究的基礎上，依據(jù)本科生調查數(shù)據(jù)，試圖采用定量分析的方法把握研究型大學本科教學質量對學習質量的影響，并進而提出改善建議。

二、既有研究綜述

本科的教與學已成為國際高等教育研究的重要領域[5]。從研究對象來看，本領域的定量研究分為三類：教師教學、學生學習以及二者關系[6]。本文關注二者關系。對教師教學和學生學習關系進行定量研究的核心是：在眾多的影響因素中，教師教學能夠在多大程度以及如何獨立地促進本科生學習。相關定量研究大致可分三類：高校整體效果研究，教師教學和學生學習參與效果對比研究，以及教師教學行為不同側面的效果對比研究。

（一）高校整體效果研究

這類研究的焦點是比較個人屬性和高校因素對本科生學習質量的影響?，F(xiàn)在看來，高校全面影響學生發(fā)展理所當然。但是，在過去相當長的時期內，這樣的理論認識并不容易為大眾普遍接受。人們更相信，本科生學習質量是其個人屬性即個人潛能、家庭背景和入學前學業(yè)準備等因素共同影響的結果[7]。不同理論背景的研究者所關注的學習的具體側面和影響變量不盡相同。近半個世紀以來，各國研究者才開始重視高校因素的作用。高校因素自然包括本科教學的影響在內。帕斯卡雷拉（Ernest T.Pascarella）等人[8]長期跟蹤研究高校對本科生的影響，分別于1991年、2005年和2015年發(fā)表了綜述成果。綜述表明，大部分研究者均認為高校因素對本科生的學習和發(fā)展有穩(wěn)定的促進作用，但并沒有明確提及教學的具體影響。在社會科學取向的高等教育研究中，本科教學的影響至今仍被輕視。

大量研究長期聚集于高校因素卻相對忽視本科教學有客觀原因。從20世紀70年代起，西方社會對高校發(fā)揮教育功能不力的批評越來越強[9]，同時公共財政投入也一降再降[10]。為了獲得足夠的生存資源和發(fā)展空間，高校不得不尋找自己確實發(fā)揮了功能的有力證據(jù)[11]。至于該影響最終是來自于微觀教學行為，還是高校和專業(yè)等結構因素并不重要。與此同時，在包括我國在內的發(fā)展中國家，高等教育尚屬“高檔物品”，無需自證價值。

（二）教師教學與學生學習參與對本科生學習質量的影響研究

本類研究歷史相對較短。最近，部分研究者把研究重點從階層和高校結構轉向了高校內個體的行為和活動。這一方面受研究者好奇心驅使和學術重心從已知向未知自然轉移的影響[12]，另一方面是受高等教育規(guī)模擴張和政策焦點變化的影響。隨著規(guī)模不斷擴張，高等教育的宏觀體系不斷完善，政策關注的中心自然轉向體系內部人員的行為與活動上。而且，決策者逐漸領悟到，政策無法輕易針對既定階層或結構實施有效改革。

不過，這類研究重點關注本科生學習參與，而非高校組織和教師的課程設計活動或教學行為。學生參與概念在20世紀70年代就已經出現(xiàn)，但直至20世紀90年代才受到廣泛關注[13]。既有研究大都認為本科生學習參與是所有類型學習質量的源泉，故強調所有教學和教輔都要以促進本科生學習參與為根本。即使有研究在一定程度上認可教師教學影響，也認為其只能以學習參與為中介而間接作用于學習質量[14]。而且，與學習參與相比，教師教學的影響程度比較弱，多限于對知識獲得的影響，對一般能力提升的影響相對較小[15]。這些研究結果與日常直覺相一致，故其社會影響較大。然而，其研究結論目前尚未得到理論上的一致評價。比如，有研究質疑學習參與概念缺乏內在一致性，更有研究者認為該概念本就空泛無物[16]。

教師教學理應對本科生學習的過程和結果均有獨立而重要的影響。這是因為，教師教學的內容、方式和形式直接架構了如何進行學習和如何有效實施學習參與的活動文脈。該文脈制約著學習行為的發(fā)生概率和演進方向，成為影響個體學習行為的樣式和特征的外在規(guī)范。所以，有研究者認為，高校教師的教學行為才是影響本科生學習質量的最重要因素，但他同時又認為這些影響無法通過量化手段證實[17]?？傊M管研究者一般認為教師教學沒有學習參與的影響大，但在理論研究中，二者的影響孰大孰小其實并無定論。

（三）教師教學行為不同側面的效果比較研究

這類研究的歷史更為短暫。盡管以個體或少數(shù)教師的教學行為為對象的研究非常盛行[18]，但建立在大規(guī)模調查基礎上的研究卻是新近之事。教師教學行為的類型和層次豐富多樣。研究者較為關注的側面是知識傳授取向和學習激起取向，以及二者對本科生學習的影響。

近十多年來，隨著高等教育普及化的深入發(fā)展，本科教學對學習的影響越來越受到研究者的重視。拉圖卡（Lisa R.Lattuca）[6]綜述了2005-2020年間發(fā)表在7本高等教育期刊上的針對美國本?？平虒W的實證研究論文。拉圖卡發(fā)現(xiàn)了既有研究的一些共性特征，其中與本研究相關的側面是：大多數(shù)研究采取的本科學習質量指標是思維和推理等一般能力，而非專業(yè)知識與技能；不同研究的結論之間缺乏明顯的一致性。既有研究較少針對研究型大學本科教學。在僅有的關涉研究型大學本科教學的研究中，坎貝爾（Corbin M.Campbell）等人[19]分析了在大學排行榜上不同排名高校的教學質量差異，未進一步分析教學質量對學習質量的影響。這可能與當前的一些常識性認識密切相關。研究者一般認為，研究型大學的本科生既有知識儲備豐富，學習動機強，他們的學習不需要來自教師的任何激起，也不依靠教師教學中的知識傳授質量?？傊词贡究平虒W的整體質量不高，也不會影響研究型大學本科生的學習質量。但是，該常識性認識在高等教育普及化階段是否仍然適用呢？特羅（Martin Trow）[20]認為，在高等教育普及化階段，高等教育與之前的階段存在根本差異。很多學生“被迫”進入高校學習。他們既沒有豐富知識儲備，也沒有較強學習動機。我國當下大學生“被迫”入學的程度可能更為深刻。更具特色的一點是，發(fā)達國家的“被迫”入學可能較大比例地發(fā)生在邊緣性高等教育機構，如社區(qū)學院[6]；而我國在持續(xù)擴招的宏觀背景下，同時有傾斜招生政策的大力加持[21]，傳統(tǒng)上較難獲得入學資格的群體目前卻較大規(guī)模地就讀于最頂尖的研究型大學[22]。這也給我國研究型大學的本科教學帶來了較大挑戰(zhàn)。

一批采取微觀視角的研究者長期關注該領域。這些研究尤其熱衷于比較教師教學行為中的不同成分對學習質量的影響。他們最關心的成分主要有兩類：知識傳授和學習激起。這顯然與杜威思想在教育實踐中的巨大影響有關。杜威認為，傳統(tǒng)教學方法屬于以知識傳授為中心，現(xiàn)代教學方法是以學生活動為中心[23]。目前，基礎教育似乎已經全面接受了杜威的上述教育思想。但在高等教育中，類似觀念的影響卻相對有限。直到20世紀90年代初期，研究者才開始深入研究高校教師教學行為的結構和特征[6]。比如，坎伯和高（David Kember&Lyn Gow）[24]把高校教師的教學行為明確區(qū)分為知識傳授和學習促進兩個基本取向，并試圖開發(fā)對應的量表。這兩個概念建構分別與諾依曼（Anna Neumann）[25]2014年對教學行為分類中的學科知識和觀點轉變支持的建構類似。但二人尚未提及與諾依曼提出的先行知識相對應的建構。其后，特里格維爾和普洛瑟（Keith Trigwell&Michael Prosser）[26]把這兩個建構賦名為信息傳遞取向和觀念變化取向。前者的核心是教師中心，后者的核心是學生中心。這樣，這兩個建構更像是杜威哲學中“教師中心論與學生中心論”在高校中的操作化概念形式。同時，特里格維爾還開發(fā)了相應的量表[27]。該量表被廣泛使用，至今已經數(shù)次修改和再版[28]。上述研究的共同特征是，認為教師教學的知識傳授取向不利于本科生學習質量的提升，而學習促進取向能夠明顯促進本科生學習質量的提升?，F(xiàn)在來看，這個結論可能有失偏頗。結論偏頗可能與衡量指標單一化有很大關系。他們把深層學習方式或一般能力提升作為學習質量的指標，而相對忽視專業(yè)知識獲得。長期以來，有學者堅持本科生學習就應該以專業(yè)課程知識技能為核心或為基礎[29]。也有研究者認為，盡管過去強調一般能力培養(yǎng)，但當前的本科生學習研究已經開始逐漸轉向為強調知識獲得[6]。所以，對于教師教學取向與本科生知識獲得的關系，有必要進一步分析。另外，上述研究大都針對教學型高校，其結論更不能直接推廣到解釋文化背景迥異的我國研究型大學中的教師教學行為與本科生學習質量的關系上。

與此同時，隨著高等教育迅速普及化，我國研究者也不得不深入思考二者關系。在兩種教學行為取向對學習質量的影響上，不同研究者觀點較為一致。一般認為，學習激起行為的效果優(yōu)于知識傳授行為的效果。同時，知識傳授取向給予知識獲得以較大積極影響，而學習激起取向則給予能力提升以較大積極影響。但是，這些觀點多來自經驗總結[30]，更可能是國際學術理論影響和直覺混合的結果，而較少來自于實證研究結論的疊加和升華。國內僅有的一例實證確實發(fā)現(xiàn)，知識傳授取向對學習心理有消極影響，學習激起取向對培養(yǎng)探究能力有積極作用[31]。不過，該研究樣本過小，變量操作化也未必十分合理。其中，學習心理類似于國外研究中的深層學習方式，探究能力類似于國外研究中的一般能力。除此之外，尚未有實證研究單獨聚焦于知識傳授取向對學習質量、尤其是知識獲得的影響。這可能與我國學術界對知識傳授教學方式的教學價值的徹底否定有關。不過，最近，也有研究者謹慎地質疑徹底否定傳統(tǒng)教學方式的合理性[32]。更重要的一點是，上述這些理論思考和實證結論均沒有明確針對我國研究型大學的教學場景，所以無法有效指導當前研究型大學的本科教學改革。

三、本研究的核心問題設定

綜上所述，盡管研究者開始相信，研究型大學的優(yōu)質教學對本科生學習有促進作用[33]，但目前并沒有系統(tǒng)證據(jù)，來自國內研究型高校的相關證據(jù)就更為稀少。也沒有任何證據(jù)表明，教師教學行為中的哪些側面更有利于本科生學習質量的提高。

有鑒于此，本文擬分析我國研究型大學教師教學對本科生學習的影響，試圖解答：第一，在控制個人屬性和高校結構因素的前提下，在考慮了本科生學習參與的影響后，教師教學對本科生學習質量是否存在影響？教師教學若有獨立影響，在知識獲得和能力提升兩個維度上是否存在差異？第二，如果教師教學對本科生學習存在獨立影響，知識傳授取向和學習激起取向的影響，哪一個更大？二者對學習質量的兩個維度的影響是否存在差異？

四、理論框架、數(shù)據(jù)整理與分析程序

（一）理論框架與假設設定

綜述既有的研究成果，本文把本科生學習質量視為其個人屬性和高等教育經歷共同影響的綜合結果。個人屬性包括先天繼承屬性和后天習得屬性，前者如性別和家庭背景，后者如大學入學前學業(yè)準備等。高等教育經歷是個體活動于其中的高等教育結構和受該結構制約并反作用于結構的個體行為之間不斷互動的過程與結果。結構因素如入學、高校、學科、年級的類型，個體行為因素如本科生學習參與和教師教學等。本科生學習行為和教師教學行為互相影響。各要素間的因果關系及其最終對本科生學習質量的影響路徑如圖1所示。

圖1 理論分析框架：本科生學習質量生成的路徑圖

在自變量和因變量的關系上，本研究假定，除性別外，社會普遍認可的質量較高的因素對學習質量的影響較高。比如，父母學歷較高者的學習質量較高，高考分數(shù)較高者的學習質量也較高。個人屬性和高校結構因素對本科生學習的影響已經被很多研究反復實證過，本研究不再詳細分析。本文的重點是對照本科生學習參與，分析本科教學質量對學生學習質量的影響。

針對研究問題，提出如下假設：假設（1），在其他條件保持穩(wěn)定時，隨著整體教學質量提升，本科生學習質量相應上升；假設（2），在其他條件保持穩(wěn)定時，隨著知識傳授取向強度增加，本科生學習質量提升，同時知識獲得增加會高于能力提升；假設（3），在其他條件保持穩(wěn)定時，隨著學習激起取向強度增加，本科生學習質量提升，同時能力提升高于知識獲得增加。

（二）數(shù)據(jù)

1.來源

研究主要使用網絡問卷，以9所“雙一流”建設高校本科生為調查對象，于2018年4-5月進行數(shù)據(jù)收集。根據(jù)各種排行榜、最近各年的政府本科教學評估和學科評估，9所大學的國內綜合排名均靠前。其中，2所長期排名前5以內，其他7所在擅長學科領域內一般也排名前5。研究以分層隨機抽樣為主，綜合運用了多種取樣方式。去除非1-4年級的20人后，獲得有效樣本5792人。

2.因變量

學習質量從知識獲得和能力提升兩個角度測量，分別以專業(yè)成績年級排名和深層學習方式為指標。在一所高校內，知識獲得的最優(yōu)指標為GPA變化。但是，不同高校的GPA總分和度量差異很大。在調查高校中，4所高校GPA總分為5，5所高校GPA總分為4。所以，本文以相對更為可比的專業(yè)成績年級排名代替GPA作為知識獲得的指標，最高為7，最低為1。由于能力概念缺乏理論一致性，本文特指一般認知能力。一般認知能力提升與個體的觀念變化密切相關[34]。深層學習方式能夠帶來理論概念的實質性變化，從而促進認知能力發(fā)展[24]。所以，深層學習方式長期被視作學習質量的指標。量表采用比格斯（John Biggs）的“R-SPQ-2F”[35]。量表包含10個問題，從低至高為5段尺度。統(tǒng)計時，以問題數(shù)為權重，使?jié)M分為5。

3.自變量

自變量包括本科生學習參與和教師教學。本科生學習參與僅是分析參照，其影響將不被過多地解釋。本科生學習參與采用劉亞敏等研制的量表[36]進行測量，具體指標包含課堂學習參與、課外拓展學習參與、學習信息利用和學習求助等。與國內流行的其他量表相比，該量表集中于專業(yè)課程學習參與，與本文的教師教學行為具有內在的直接對應性。教師教學的測量借鑒澳大利亞本科畢業(yè)生國家調查的量表。量表包括六個方面，可以聚合成“知識傳授中心取向”和“學習激起中心取向”兩類。量表與上述研究中的同類量表相比，剔除了對教師行為內在意向的測量，而專注于對教師行為外在特征的把握。這是多年不斷試誤的成果[37]。強調外在行為測量更符合國家調查目標的政策和實踐需要。兩個量表均為5段尺度。統(tǒng)計時，以問題數(shù)為權重，使學習參與、教學質量以及教學質量的兩個側面的滿分均為5。

4.控制變量

施術準備階段幫助患者清潔皮膚進行消毒處理，可問詢患者疼痛耐受度，大部分患者無需麻醉，其他怕疼的患者進行心理疏導后放松心態(tài)接受診療，操作中將火針的針尖部位置于酒精燈之上逐漸燒紅，穩(wěn)定其熱量快速的置于扁平疣部位，針柄用布包裹，以不導熱為宜，而后刺入患者的病患區(qū)域，待針稍有冷卻后繼續(xù)燒紅反復操作，一次將患者的扁平疣清除干凈，注意針要燒透，這樣滅菌效果好痛感小，垂直要直刺正中一下。刺入程度不宜太深，入皮最多1～2 mm。皮損較大的的情況下，利用三頭火針直刺，小部分的皮損可利用粗火針斜刺[2] 。

控制變量包括本科生的個人屬性和高校結構因素（具體參見表1）。

5.量表信度檢驗

信度檢驗結果（見表1）表明，所有量表的克隆巴赫系數(shù)均滿足信度要求[38]491-495。

表1 自變量、因變量和量表信度系數(shù)的基本統(tǒng)計特征（n=5792）

（三）回歸方程和統(tǒng)計分析程序

由于二階段最小二乘法（2-SLS）的分析程序相對嚴格，但分層多元線性回歸（B-GLM）更貼近日常思維，研究同時使用B-GLM和2-SLS進行統(tǒng)計檢驗。

在B-GLM分析中設定四個模型（見表2）。模型1考察在沒有教與學因素的影響下，本科生學習質量的影響因素，意在對傳統(tǒng)理論進行檢驗。模型2考察當個人屬性和高校結構既定時，學習參與對學習質量的影響，意在檢驗流行的學習參與理論。模型3考察當其他因素既定時，教師教學整體質量的影響。模型4考察在其他因素既定時，教師教學兩個方面的影響。統(tǒng)計處理時，4個模型共用一個程序，分層投入自變量。分層優(yōu)于經典線性回歸之處在于：既可觀察原變量效應變化，也可以觀察原變量控制后添加變量的獨立效應。

表2 B-GLM回歸統(tǒng)計分析的結果

統(tǒng)計分析原則要求首先把各自變量作為獨立變量[39]，但自變量可能不獨立。自變量缺乏獨立性產生的負面影響可能是：發(fā)生在前的個人屬性不僅直接對學習質量產生影響，也通過發(fā)生在后的學習參與間接對學習質量產生影響；共時性的學習參與和教師教學互相影響，二者間可能存在多種關系——互相獨立、互為中介、共同影響、既獨立又中介或共同影響[40]；教師教學兩個不同方面互相影響。當采用B-GLM時，個人屬性的直接和間接影響全部歸入自己的系數(shù)中，學習參與的系數(shù)只代表獨立影響。對第二和第三點，本研究使用共線性診斷（VIF）保守地預防。不過，即使VIF符合要求，也無法排除共線性，尤其是學習參與和教師教學的互相影響。2-SLS恰能彌補B-GLM的這個缺陷。2-SLS把無須深入分析的所有變量都投入工具變量框中加以統(tǒng)計控制。統(tǒng)計控制有兩種方式，比較嚴格的方式是同時把解釋變量也投入工具變量框中[41]。即把圖1中的路徑1至16都加以統(tǒng)計控制，僅留下路徑17和18。這樣，就可以再設定兩個模型（見表3）：模型5考察控制其他因素后，學習參與和教師教學各自的影響；模型6考察控制其他因素后，學習參與及教師教學兩個方面的影響。

表3 2-SLS回歸統(tǒng)計分析的結果

五、回歸分析的主要結果

（一）統(tǒng)計效力的判斷

首先，判斷B-GLM的統(tǒng)計效力。模型1至模型4的所有F值均呈高度顯著性（P<0.001），說明模型成立。所有模型的R2和調整R2高度接近，說明所用數(shù)據(jù)符合統(tǒng)計擬合要求。R2從模型1到模型3（或模型4）依次增加，尤其是模型2與模型1相比，增幅巨大，說明在擬合過程中，逐步增加學習參與和教師教學作為自變量使解釋效力增高。所有自變量的VIF值均遠小于5，說明自變量共線性程度較低[38]300-313。其次，判斷2-SLS的統(tǒng)計效力。模型5和模型6的F值均呈高度顯著性（P<0.001），說明模型成立。但是，專業(yè)年級排名的R2值相對較小，說明統(tǒng)計解釋力相對較弱，故需要謹慎使用該統(tǒng)計結果。

（二）教師教學對學習質量的影響

首先，從整體上分析教師教學對專業(yè)成績年級排名的影響。在B-GLM分析的模型3中，在控制其他因素的前提下，教師教學對專業(yè)成績年級排名沒有顯著的影響（P<0.1），當然也就更談不上正向影響了。與此相比，本科生學習參與的正向影響卻非常明顯?？傊?，與常識一致，即教師教學質量整體上對專業(yè)成績年級排名沒有實質性影響。即使采取2-SLS分析，在控制了其他變量后，同樣發(fā)現(xiàn)教師教學對專業(yè)成績年級排名沒有顯著影響。

（三）知識傳授取向和學習激起取向對學習質量的影響比較

首先，比較知識傳授取向和學習激起取向對專業(yè)成績年級排名的影響。在B-GLM分析的模型4中，學習激起取向具有統(tǒng)計顯著性的正向影響；知識傳授取向的影響盡管呈現(xiàn)負向性，但卻沒有統(tǒng)計顯著性。當采取2-SLS分析時，教師教學行為分解后的兩個方面都對專業(yè)成績呈現(xiàn)顯著影響。不過，前者的影響為負，后者的影響為正。

其次，比較知識傳授取向和學習激起取向對深度學習方式的影響。在B-GLM分析的模型4中，知識傳授取向呈現(xiàn)無統(tǒng)計顯著性的正向影響，但學習激起取向仍然呈現(xiàn)具有統(tǒng)計顯著性的正向影響。在2-SLS分析中，在控制了其他變量和二者互動的影響后，知識傳授取向和學習激起取向兩個方面的回歸系數(shù)的正負及統(tǒng)計顯著性都沒有變化。

六、結論、討論與啟示

（一）主要發(fā)現(xiàn)與基本結論

B-GLM和2-SLS的分析結果均表明，教師教學及其不同方面對本科生學習質量及其不同維度有不同程度的影響。但是，二者的分析結果略有不同。僅就2-SLS的分析結果來說，對專業(yè)成績年級排名，教師教學的整體質量具有無統(tǒng)計顯著性的負向影響，但知識傳授取向呈現(xiàn)出顯著負向影響，而學習激起取向則呈現(xiàn)出顯著正向影響。對深層學習方式，教師教學的整體質量具有顯著正向影響。盡管知識傳授取向的影響無統(tǒng)計顯著性，學習激起取向仍然保持統(tǒng)計顯著性的正向影響。即教師教學對本科生的深層學習方式和知識獲得的積極影響均來自學習激起取向。但是，教師教學及其兩個方面對本科生學習質量的影響均小于本科生學習參與的影響。

3個假設均只是部分得到數(shù)據(jù)支撐。這些發(fā)現(xiàn)表明，在我國的研究型大學里，教師教學盡管沒有本科生學習參與對學習質量的影響大，但它確實有著顯著的積極影響。當然，該影響具有明顯的選擇傾向性，對深層學習方式的影響要超過對專業(yè)成績年級排名的影響；而且，影響主要是通過有效激發(fā)學生的學習主動性而產生。

綜上，文首的研究問題的答案是：在我國的研究型大學里，教師教學的整體質量對本科生學習的整體質量有顯著的積極影響。具體而言，教師教學的“高”學習激起取向會同時引發(fā)本科生的“高”知識獲得和“高”能力提升。但是，教師教學的“高”知識傳授取向阻礙了本科生的知識獲得，同時也對能力提升沒有任何明顯的促進作用。

（二）疑點討論與研究深化

在本研究的結果中，值得深入討論之處甚多，尤需仔細分析的有三點。

首先是如何理解我國研究型大學中存在的看輕教師教學對本科生學習質量影響的常識。分析結果表明，該常識存在誤解之處。誤解源可能有三：（1）對學習質量認識的片面性。僅把專業(yè)知識獲得作為學習質量的指標，忽略了其他重要方面，比如一般能力發(fā)展。當然，這與一般能力難以被清晰地觀察和測量的內在性質有關。（2）對教師教學行為的內涵界定模糊。沒有準確理解教師教學行為的多樣性，忽視學習激起才是研究型高校教師教學行為的核心。（3）對教師教學和學習參與的復雜互動缺乏合理認識，把教師教學通過學習參與產生的影響全部歸之于學習參與。當明確地定義學習質量和教學質量，并消去學習參與的中介效應后，教師教學質量對本科生學習質量的影響力度及基本路徑就呈現(xiàn)出了應有的真實面貌。

其次是如何定位教師的知識傳授和學生的知識獲得在學習質量提升中的作用。本研究的結果沒有顯示出知識傳授的教學取向在學習質量提升中的正向作用。這似乎暗示：教師教學行為的知識傳授與學習激起應該是顯著負相關。但進一步分析表明，二者的相關系數(shù)為有統(tǒng)計意義但數(shù)值較小的正數(shù)；而且在因子分析中，教師教學行為中抽不出兩個獨立因子。從此可以推測，一定程度的知識傳授對有效教學來說，仍然非常必要。結合訪談調查發(fā)現(xiàn)，教師的知識傳授取向對學習質量的負向影響可能表明，目前研究型大學本科教學中知識傳授“過度”。這些被“過度”傳授的所謂知識甚至僅具“專業(yè)”之名，而無“專業(yè)”之實。受訪的一些本科生稱之為“大雜燴”。如此“雜燴”知識在正式課程體系里塞得越多，“水課”就越“水”。與此同時，教師教學中不應強調知識傳授，不意味著知識獲得在本科生學習質量保障中不重要。嚴密的概念體系作為專業(yè)學習的先備知識[42]，是一般能力發(fā)展尤其是思維能力提升的基本素材。研究結果可能只是反映了調查高校的本科生群體具有相對較好的專業(yè)知識基礎。如果確實如此，那么研究型大學本科教學改革的整體設計就需要重新考慮。這是因為這些本科教學改革設計的前提是：本科生相對欠缺系統(tǒng)的基礎知識。當然，本研究的數(shù)據(jù)無法直接分析本科生既有知識儲備的影響，故今后尚需針對此點深入分析。諾依曼曾把教師教學行為分為三類，第三類是了解學生知識儲備[25]。這對本研究的深化具有啟發(fā)意義。

第三，需要全面理解學習激起取向正向影響的內涵。學習激起取向對本科生學習質量的兩個指標均具有顯著的正向影響可能意味著：本科生樣本群體的學習動機極其多樣化。否則，理論上，學習激起取向的回歸系數(shù)應該在P<0.1水平上沒有統(tǒng)計顯著性。也就是說，我國社會長期認為的研究型大學本科生群體學習動機較強已經不符合現(xiàn)實了。這是高等教育普及化帶給研究型大學的實質性負面影響，它要求圍繞激發(fā)學習動機重構本科教學。

（三）實踐價值與政策啟示

本文結論對研究型大學本科教學改革具有一定的啟發(fā)意義。

第一，從宏觀角度看，盡管高考招生制度改革以及本科專業(yè)課程體系建設都很重要，但因為物質資源投入增加和制度體系改善受到的外部限制較多，所以，研究型大學如欲培養(yǎng)大批優(yōu)質本科拔尖人才，今后更宜把本科教師教學行為和活動的質量提升作為最重要因素之一。而且，盡管大量實證研究的結果與本研究相一致，均表明本科生學習參與對學習質量影響顯著[43]，但本科生有效參與的能力并非與生俱來，它是在教師教學的積極影響下，逐漸塑造成型。所以，舍棄對教學的關注，而直接從本科生學習參與能力培養(yǎng)入手，無異于舍本逐末。與此同時，相對而言，政府和高校較難直接、有效和即時調控本科生的學習參與。所以，通過進一步提升教師教學的質量，應是研究型大學實現(xiàn)本科教學改革目標的最佳路徑之一。

第二，從微觀角度看，研究型大學教師進行高質量本科教學的關鍵不在于專業(yè)知識如何豐富以及如何有效地傳授專業(yè)知識，而在于在教學過程中如何有效地激起學生的學習動機。即本科教師之“智”的核心不在專業(yè)之“知”，而在教學之“知”[44]。這對研究型大學教師教學能力自我提升和培訓體系建設也具有啟發(fā)意義。從研究結論出發(fā)，就要求個體教師養(yǎng)成以激發(fā)本科生學習興趣為核心的教學行為習慣，并養(yǎng)成相應的穩(wěn)定的教學風格。同時，高校系統(tǒng)組織的教師教學能力開發(fā)也需要圍繞提升教師激發(fā)本科生學習興趣的教學技巧這個核心而進行。另外，教師的教學行為選擇的自由度嚴重受制于本科課程的組織形式。比如，在純粹的講授課里，就很難最大程度地激發(fā)本科生學習興趣。但在研究性學習、服務性學習或實習/實驗等課程形式中，本科生的學習興趣激發(fā)就相對容易[45]?？墒?，個體教師不具有課程組織形式的實際決定權。因此，配套的微觀教學環(huán)境也急需進行針對性的改革。

注釋

①本科“教學”和“教師教學”內涵略有差異。為照顧行文流暢性和用語習慣，本文以下在不同文脈中會使用“教學”“本科教學”或“教師教學”，但其意均指本科“教師教學”。