新工科背景下本科教学工作投入及提升策略

操雅琴 李 松 丁 一

(安徽工程大学 管理工程学院，安徽 芜湖 241000)

一、问题提出

党的十九大报告再次强调了建设教育强国是当前我们党和国家的重要工作。高等院校教师是建设现代化教育强国的一支重要力量，如果高校教师不能将最好的精力投入到教学工作中去，教育强国不可能实现。坚持“以本为本”正是在这种时代背景下提出来的对高等教育的基本要求，即要引导高校教师能够热爱本科教学工作、把更多的精力投放到本科教学工作中去[1]。然而，很多高校在制定激励及职称晋升政策时，更多倾向鼓励教师出高水平科研成果，对教学成果的激励政策相对偏少，导致很多高校教师将更多精力放在科研上，本科教学工作投入严重不足。上述现象导致的后果是高校中“水课”现象严重，学生不能从课堂上获得高质量的信息和内容，高等教育质量更无从谈起。

新工科是我国工程教育改革的新方向，强调用新的教育理念和培养模式来培养能够面对未来快速变化要求的高质量人才[2]。在新工科背景下，高校教师的教学工作也面临着新的挑战和要求，即按照新工科要求的培养目标，更新教育教学理念，着重探寻培养学生工程能力的培养模式和提高学生工程能力的教学方法。因此，在新工科背景下，教师的教学投入可能比传统的教学投入要更多，其影响因素也更为复杂。

工作投入作为组织行为学领域的一个重要研究方向，指的是人们在工作时表现出来的一种积极的工作状态[3]。不同职业群体的工作投入近几年成为研究的热点。目前学者关注的职业群体主要有医护人员、教师、公务员以及企业员工[4]。虽然针对高校教师工作投入方面的研究已经取得了一定的进展，但是，具体考虑新工科背景下高校教师本科教学工作投入的实证研究还比较少。研究新工科背景下哪些因素会影响高校教师本科教学工作投入，以及本科教学工作投入对工作绩效的影响，从而有针对性地提出本科教学工作投入提升策略，有助于满足新工科建设对人才培养的要求，进一步提升高等教育质量。

二、文献回顾与研究假设

(一)本科教学工作投入概念及主要维度

本科教学工作投入还没有形成一致的概念，一般认为，本科教学工作投入既包含时间、金钱以及物质等方面可测量的显性投入，也包含精力、情感等方面难以测量的隐性投入。通常，本科教学工作投入是指教师在本科教学工作中所表现出来的一种积极和充实的状态[5]。具体体现在教师对本科教学工作的热爱，从本科教学工作中体会到的乐趣，进行本科教学学术探讨以及教学经验交流的意愿，准备教学材料以及完成教学工作的专注程度等方面。因此，本文认为工作热情和工作专注是本科教学工作投入两个重要维度。

(二)本科教学工作投入影响因素

作为工作投入影响因素的一个重要理论——工作要求-资源理论提出了两个对工作投入产生重要影响的因素。一是工作要求，工作要求涉及从事某一工作时，对员工身体、组织或者社会方面所提出的要求，如，工作时间、教学任务、科研任务等；二是为了实现工作要求，需要员工身体和心理、员工所在的组织以及社会方面的资源保障，即工作资源，包括教学设施、薪资水平、工作环境等物质资源以及管理制度、晋升制度等组织资源[6]。国内外大量研究表明，工作要求和工作资源这两大因素对工作投入的影响正好相反，前者的影响是负向的，后者的影响是正向的[7-8]。因此，基于工作要求-资源理论，本研究提出以下六个假设：

H1a:工作要求对本科教学工作投入的工作热情具有负向影响；

H1b:工作要求对本科教学工作投入的工作专注具有负向影响；

H2a:物质资源对本科教学工作投入的工作热情具有正向影响；

H2b:物质资源对本科教学工作投入的工作专注具有正向影响；

H3a:组织资源对本科教学工作投入的工作热情具有正向影响；

H3b:组织资源对本科教学工作投入的工作专注具有正向影响。

此外，个体相对比较稳定的个性特征，如，乐观、悲观等也会影响工作投入[9-10]。已有的工作投入研究发现，自我效能感和自我成就感是影响工作投入的两个重要个体特征。自我效能感指的是教师对完成本科教学工作能力的自我肯定，如，是否能胜任目前的本科教学工作；自我成就感指的是本科教学工作所取得的成绩,如，教学方面获奖所带来的成就感等[11-12]。因此，基于自我效能感和自我成就感的概念，本研究提出以下四个假设：

H4a:自我效能感对本科教学工作投入的工作热情具有正向影响；

H4b:自我效能感对本科教学工作投入的工作专注具有正向影响；

H5a:自我成就感对本科教学工作投入的工作热情具有正向影响；

H5b:自我成就感对本科教学工作投入的工作专注具有正向影响。

(三)本科教学工作投入对工作绩效的影响

高校教师的工作绩效通常包括教学绩效和科研绩效。教学绩效根据教师教学目标达成度来体现，如，是否按质按量完成教学任务考核；科研绩效根据教师科研目标达成度来体现，如，是否按质按量完成科研任务考核。本科教学投入的增加有助于提升教学绩效，但也可能会对科研绩效产生负面影响[13]。因此，本研究提出以下四个假设：

H6a:本科教学工作投入的工作热情对教学绩效具有正向影响；

H6b:本科教学工作投入的工作热情对科研绩效具有负向影响；

H7a:本科教学工作投入的工作专注对教学绩效具有正向影响；

H7b:本科教学工作投入的工作专注对科研绩效具有负向影响。

(四)新工科建设对本科教学工作投入的影响

新工科建设专业一般会提供更多的物质资源和组织资源，从而激励高校教师更新教育教学理念，探寻培养学生工程能力的新的培养模式和提高学生工程能力的新的教学方法。因此，本研究提出以下两个假设：

H8a:新工科建设对本科教学工作资源具有正向影响；

H8b:新工科建设对本科教学工作投入具有正向影响。

三、研究方法

(一)调查样本与调查方式

调查样本主要针对以工为主的综合性高等院校教师。调查样本的构成情况见表1。

表1 调查样本的构成情况

问卷的发放分为两部分，一部分通过问卷星将问卷链接推送给受访者，另一部分由调查人员直接发放纸质问卷。一般结构方程模型要求变量数与样本数的比例在1∶10到1∶15之间[14]。本研究中变量数为9，样本数应在90到135之间。因此，总计发出问卷120份，剔除回答不完整问卷之后，回收有效问卷112份，即问卷有效率为93.33%。本研究的样本数符合结构方程样本数量的要求。

(二)变量测量

1.本科教学工作投入影响因素量表

本科教学工作投入影响因素众多，结合高校教师教学投入实际情况和已有文献[5]，从个体特征、工作要求、工作资源三个维度进行测量。其中，个体特征包括自我效能感(4个题项)和自我成就感(5个题项)两个子维度；工作要求包括4个题项；工作资源包括物质资源(3个题项)和组织资源(4个题项)两个子维度，均采用李克特5点量表。经检验，本科教学工作投入影响因素总量表以及个体特征、工作要求和工作资源三个分量表的内部一致性系数(Cronbach α)分别为0.88、0.86、0.78和0.89。

2.本科教学工作投入量表

考虑到高等院校教师教学工作的特点，基于Schaufeli等[12]编制的工作投入量表，修订得到高校教师本科教学工作投入量表：由工作热情(5个题项)和工作专注(5个题项)两个维度构成。采用5点李克特量表设置回答选项。经检验，本科教学工作投入总量表以及工作热情和工作专注两个分量表的内部一致性系数(Cronbach α)分别为0.87、0.85和0.81。

3.工作绩效量表

借鉴了陈威燕等[13]修订的《高校教师工作绩效量表》，结合前期调研访谈的结果，从教学绩效和科研绩效两个维度进行测量。其中，教学绩效和科研绩效分别包括5个题项。经检验，工作绩效总量表以及教学绩效和科研绩效两个分量表的内部一致性系数(Cronbach α)分别为0.86、0.86和0.90。

4.个人基本信息调查表

主要调查人口统计情况，涉及性别、年龄、职称以及所在专业新工科建设情况等7个题项。

四、结果

(一)本科教学工作投入结构方程模型

利用SmartPLS 3.0软件建立教师工作投入影响因素、工作投入和工作绩效之间的结构方程的初始假设模型(图1)，通过对调查数据的分析，进行模型的可靠性和有效性测试、模型路径系数分析及修正。

图1 本科教学工作投入影响因素、工作投入和工作绩效初始假设模型

1.模型的可靠性和有效性测试

模型参数检验表见表2。由表2可以看出，各个因素组合信度均大于0.85，说明构建的模型十分合理，平均抽取变异量AVE也都大于0.5，说明构建的模型聚敛程度较高[14]。

表2 模型参数检验表

2.模型路径系数

模型路径系数结果见表3。由表3可以看出，在显著性水平为0.05时，初始模型研究假设H2b、H7b路径系数不显著，其他假设路径系数均显著且为正值。根据路径系数和显著性结果，拒绝H1a、H1b、H2b、H3b、H6b、H7b。

表3 模型路径系数

3.模型修正

根据路径检验结果对初始假设模型进行检验，删除检验不合理的假设，对模型重新运行，结果如图2所示。

从图2中可以看出，工作资源(物质资源和组织资源)只对工作热情有显著正向影响；个体特征(自我效能感和自我成就感)以及工作要求对工作投入的两个主要维度(工作热情和工作专注)都有显著正向影响。在所有的影响因素中，自我成就感对工作热情和工作专注影响最大。教学绩效受工作热情和工作专注影响，科研绩效只受工作专注影响。

4.本科教学工作投入指数计算

利用本科教学工作投入影响因素、工作投入和工作绩效模型，能够分析得出因素间的相互关系系数，即权重。例如，教师工作投入指标及权重如表4所示。

表4 本科教学工作投入指标维度及其权重系数

将结构方程模型中的路径系数作为权重，计算本科教学工作投入的综合得分，即本科教学工作投入指数，见公式1。

(1)

其中，JP表示工作投入总得分，N为工作投入测量维度的指标数，Vi表示工作投入的两个维度(工作热情和工作专注)的得分。Vi可由公式2计算得出。

(2)

其中，Bij表示工作投入的第i个维度的第j个指标得分，Wij表示工作投入的第i个维度的第j个指标权重。同理，可以计算自我效能感、自我成就感、个体特征、工作要求、物质资源、组织资源、工作资源、教学绩效以及科研绩效的总得分。

(二)新工科建设对本科教学工作投入的影响

利用层级回归分析模型，分析逐步增加新工科建设是否可以提高工作投入预测水平。模型中因变量为工作投入指数。模型1的自变量是工作资源、工作要求以及个体特征,模型2中增加了新工科建设作为自变量。模型结果见表5。

表5 本科教学工作投入预测模型

由表5可见，新工科建设变量的引入不能显著增加模型的预测能力。因此，利用独立样本t检验进一步分析新工科建设对工作投入各变量的影响，结果发现，在显著性水平为0.1时，新工科建设对科研绩效指数和物质资源指数有显著影响。因此，拒绝H8b。新工科建设专业的科研绩效指数(M=2.88，SD=0.62)显著高于未实施新工科建设专业(M=2.65，SD=0.70，p=0.085)。新工科建设专业的物质资源指数(M=2.82，SD=0.68)显著高于未实施新工科建设专业(M=2.60，SD=0.66，p=0.098)。

(三)人口统计变量对本科教学工作投入的影响

为了了解人口统计变量对工作投入的影响，进一步分析性别、年龄、婚姻状况、学历、教龄和职称对工作投入各变量的影响。

1.性别的影响

利用独立样本t检验分析性别对工作投入各变量的影响，结果发现，性别只对科研绩效指数有显著影响。男性教师的科研绩效指数(M=2.97，SD=0.55)显著高于女性教师(M=2.50，SD=0.72，p<0.001)。

2.年龄的影响

利用单因素方差分析检验年龄对工作投入各变量的影响，结果发现，当显著性水平设置为0.1时，年龄对工作要求指数(p=0.063)、工作资源指数(p=0.011)特别是物质资源指数(p=0.001)以及科研绩效指数(p=0.019)都有显著影响。工作要求指数最高的年龄段是40～49岁(M=3.02，SD=0.60)，其次是50～59岁(M=2.98，SD=0.60)，工作要求指数最低的年龄段是29岁及以下(M=2.55，SD=0.92)。工作资源指数(M=3.24，SD=0.28)、物质资源指数(M=3.43，SD=0.33)、科研绩效指数(M=3.29，SD=0.39)最高的年龄段是29岁及以下，最低的年龄段是50～59岁(M=2.30，SD=0.71)。

3.婚姻状况的影响

利用独立样本t检验分析婚姻状况对工作投入各变量的影响，结果发现，婚姻状况对个体特征指数(p=0.065)特别是自我效能指数(p=0.054)、工作资源指数(p=0.043)特别是物质资源指数(p=0.042)、工作投入指数(p=0.006)特别是工作专注指数(p<0.001)以及教学绩效指数(p=0.059)都有显著影响。已婚教师的个体特征指数(M=3.24，SD=0.42)、自我效能指数(M=3.29，SD=0.44)、工作投入指数(M=3.27，SD=0.38)、工作专注指数(M=3.32，SD=0.36)以及教学绩效指数(M=3.32，SD=0.42)显著高于未婚教师(M=3.0，SD=0.37；M=3.0，SD=0.43；M=2.93，SD=0.35；M=2.81，SD=0.38；M=3.07，SD=0.43)。未婚教师的工作资源指数(M=3.02，SD=0.40)、物质资源指数(M=3.07，SD=0.43)显著高于已婚教师(M=2.62，SD=0.61；M=2.64，SD=0.68)。

4.学历的影响

利用单因素方差分析检验学历对工作投入各变量的影响，结果发现，学历只对科研绩效产生显著影响(p<0.001)。配对比较结果表明，具有博士学历教师的科研绩效指数(M=3.02，SD=0.47)显著高于具有硕士学历的教师(M=2.49，SD=0.75)。

5.教龄的影响

利用单因素方差分析检验教龄对工作投入各变量的影响，结果发现，教龄对工作要求指数(p=0.036)、工作资源指数(p=0.052)特别是物质资源指数(p=0.056)以及工作专注指数(p=0.01)有显著影响。工作要求指数(M=3.17，SD=0.53)和工作专注指数(M=3.45，SD=0.50)最高的是教龄在20年以上的教师，最低的是教龄在1～5年的教师(M=2.63，SD=0.66；M=3.09，SD=0.42)。工作资源指数(M=2.79，SD=0.58)和物质资源指数(M=2.85，SD=0.63)最高的是教龄在1～5年的教师，最低的是教龄在20年以上的教师(M=2.24，SD=0.78；M=2.24，SD=0.84)。

6.职称的影响

利用单因素方差分析检验职称对工作投入各变量的影响，结果发现，职称只对物质资源指数有显著影响(p=0.034)。具有讲师职称的教师物质资源指数(M=2.86，SD=0.62)显著高于具有副教授(M=2.50，SD=0.69，p=0.007)和教授职称(M=2.36，SD=0.74，p=0.076)的教师。

五、讨论与结论

高校教师本科教学工作投入受到哪些因素的影响？本科教学工作投入如何影响教学绩效和科研绩效？在新工科背景下，本科教学工作投入影响因素与本科教学工作投入之间的关系是否会发生变化？上述问题不仅是新工科建设带来的新问题，也是在“四个回归”的号召下迫切需要厘清的重要问题。本文采用实证研究的方法，建立了本科教学工作投入影响因素、本科教学工作投入以及教学绩效和科研绩效之间的关系模型，提出了本科教学工作投入指数计算模型，分析了新工科建设以及人口统计变量对本科教学工作投入的影响。

(一)本科教学工作投入作用机理

本科教学工作热情受工作要求、工作资源和个体特征的影响，且上述三个方面对工作热情的影响都是正向的。其中，自我成就感对工作热情的影响最大。自我成就感体现在对本科教学工作所取得的成果的认可[11-12]。本科教学工作成果体现在多方面，如，学生成绩的提高、学生能力的提升、教研论文的发表、教学成果奖的获得等。但是有些教学成果，如，学生能力的提升等很难量化，而且很多高校对本科教学工作所取得的成果没有科研那样具体而量化的指标。因此，为了提高高校教师本科教学的自我成就感，制定科学合理的本科教学成果认定方法是关键。

本科教学工作专注受工作要求和个体特征影响，且上述两个方面对工作专注的影响都是正向的。其中，自我成就感仍然是对本科教学工作专注影响最大的因素。值得注意的是，工作专注并不受到工作资源的影响，说明工作资源更多影响的是工作热情。

教学绩效受到工作热情和本科工作专注的影响，而科研绩效只受本科工作专注的影响，且上述影响都是正向的。说明对本科工作教学的工作热情并不影响科研绩效，这也正说明了“教学促进科研，科研反哺教学”。

(二)新工科建设与本科教学工作投入

新工科建设主要影响物质资源指数和科研绩效指数。新工科建设专业的物质资源指数和科研绩效指数显著均高于未实施新工科建设专业。这说明，为了提高本科教学绩效，高校对新工科建设专业应该在本科教学物质资源上有一定的政策倾斜，而不是将新工科建设的资源全部投入到科研平台的建设，要切实保证新工科建设在进行教学改革时必要的物质资源保障。

(三)人口统计变量与本科教学工作投入

人口统计变量对本科教学工作投入的影响分析有助于本科教学工作质量匹配[16]。本科教学工作投入的影响因素个体特征、工作要求以及工作资源在人口统计变量上存在差异。其中，婚姻状况对个体特征特别是自我效能有显著影响，已婚教师的自我效能感高于未婚教师，可能的原因在于已婚教师一般都具有一定的工作经验，因此，对于自己能胜任目前的本科教学工作更有信心。年龄和教龄对工作要求有显著影响，年龄大、教龄长的工作要求指数高于年龄小、教龄短的教师，说明年龄大、教龄长的教师承担的工作要求相对要高一些。年龄、教龄、婚姻状况对工作资源有显著影响，特别对于物质资源，年龄、教龄、婚姻状况和教龄的影响都很显著。未婚、年龄小、教龄短、职称低的教师物质资源指数相对较高，说明这部分教师物质资源相对匮乏，因此，高校的物质资源应该适当向这部分教师倾斜。

对于本科教学工作投入的两个维度工作热情和工作专注，只有工作专注在人口统计变量上有显著差异。婚姻状况和教龄对工作专注有显著影响。已婚教师和教龄长的教师工作专注程度高于未婚和教龄短的教师。可能的原因在于已婚和教龄长的教师工作经验较为丰富，且受到家庭等因素的影响，在工作过程中的专注度较高，工作效率较高。

工作绩效中，只有科研绩效受到性别、年龄和学历的影响，男性、年龄小和具有博士学历的教师的科研绩效高于女性、年龄大和学历低的教师。一方面，说明高学历的青年男教师在科研绩效方面还具有一定的优势；另一方面，也可能反映出这部分青年教师仍将主要精力放在科研工作上。

综上所述，本文得出如下三个主要结论：

1.本科教学工作热情受工作要求、工作资源和个体特征的正向影响；本科教学工作专注受工作要求和个体特征的正向影响。其中，自我成就感对工作投入的影响最大。教学绩效受到本科教学工作热情和工作专注的正向影响，而科研绩效只受工作专注的正向影响。

2.新工科建设主要影响物质资源指数和科研绩效指数。

3.性别、婚姻状况、年龄、教龄、学历和职称对本科教学工作投入的各维度有不同的影响。

上述结论表明：为了提高本科教学工作绩效，需要根据各个高校教师构成特征，制定科学合理的本科教学成果认定方法，提高高校教师的自我成就感；帮助青年教师提升本科教学水平，提升自我效能感；制定与处于不同年龄段、不同职称的教师工作能力相适应的工作要求；向青年教师以及新工科建设专业提供更多的工作资源，特别是物质资源。

致谢

感谢教育部产学合作协同育人项目“基于ErgoLAB人机环境同步平台的‘人因工程课程设计’研究”(201901024006)；安徽工程大学新工科建设项目“‘新工科’背景下安徽工程大学教师本科教学工作投入状况及其提升策略研究”(2018jyxm08)；安徽省教育厅重点教研项目“新工科建设背景下工业工程类专业动态评估机制研究”(2018jyxm0196)对本研究提供的资金支持。