职业压力会影响我国高校教师的科研绩效吗——来自元分析的证据

朱燕菲, 吴东照

(1. 安徽大学 高等教育研究所, 安徽 合肥 230031; 2. 南通大学 教育科学学院 江苏 南通 226019)

一、问题提出

随着我国高等教育进入普及化时代,人们对高等教育的需求转变为接受更高质量的教育。在此背景下,高校教师作为一线实践人员,其科研产出成为影响高等教育质量的关键要素。20世纪80年代开始,高等院校被新管理主义渗透,纷纷践行“压力提档升级,催生科研绩效”的线性发展逻辑,致使高校教师陷入学术发表、项目申请、教育教学、考核评聘等多重压力的竞逐状态。一项基于13国以“变革中的学术职业”(Changing Academic Profession,CAP)为主题的调查显示,我国香港地区教师周平均工作时长高达52.8小时,位列第一[1]。除了通过工作时长侧面反映职业压力,有学者基于国内40所高校1688名教师的调查发现教师在职业压力5 级评分量表中的均分超过3.6,处于较高水平[2]。此外,我国高校教师职业压力还呈现增长态势。沈红通过比较2007年和2014年“中国大学教师调查”数据发现,2014年我国教师工作投入周平均时长为45小时,比2007年调查结果增加了5小时之多[3]。

伴随“压力山大”“时不我待”“工作狂人”成为高校教师生存境遇的普遍写照,学者们越来越关注日益增长的职业压力对高校教师产出尤其是科研绩效的影响。关于职业压力与科研绩效的关系,目前有抑制论、激发论、适度论和无关论四种理论观点且均得到了不同定量研究的支持[4]。但这些研究受限于样本数量、地域分布和测量工具等因素,存在结果参差不齐甚至矛盾对立的问题,导致职业压力对高校教师科研绩效的影响效果仍难以确定。元分析方法(Meta-analysis)的优势就在于能够科学地给出综合性结论以解决研究结果争议,并探索结果存在差异的原因[5]。因此,本研究为寻找“最佳证据”,有效地从既有量化研究文献中梳理出一般性结论,将引入元分析循证方法探究高校教师职业压力与科研绩效的关系,厘清影响两者之间关系的差异性因素,为完善高校教师职业发展环境、推进高校教师队伍综合改革提供参考依据。

二、文献综述

1. 高校教师职业压力的界定与来源

伴随新管理主义在全球的蔓延和人事管理、科研经费与薪酬分配等多项制度改革的冲击,基于科研产出的学术竞争格局在象牙塔内逐渐形成,高校教师普遍处于时间加码、压力陡增的职业环境之中。压力从社会心理学视角可理解为“个体所拥有的能力、禀赋、资源与外界组织环境(刺激)之间的互动关联并作出的综合反应”[6]。基于此,高校教师的职业压力可视作其主观意识到外界组织环境规定的工作要求超过自身能力范围时所产生的系列身心综合反应[7]。可见,高校教师职业压力的表现虽然是内向且主观的,但主要来源于客观的大学组织与制度环境。正如拉撒路(R.S.Lazarus)和福克曼(S.Folkman)认为的,压力具有很强的背景约束性,难以摆脱其所在组织环境的影响[8]。

基于大学组织特性,高校教师职业压力来源更加明显地体现在人事聘任、管理模式、考核评价带来的诸如任务、人际关系、角色等方面的变化。我国2014年一项涉及88所高校5 186个样本的调查揭示,57%的高校教师认为科研任务压力大,其中12%感觉严重超负荷,38%认为教学工作同样繁重[9]。阎光才关注了满足考核要求、获得职务晋升、争取学术认可等考核评聘、职业发展压力对高校教师科研生产的持续性影响——集中表现为研究数量可见增长与高创新、长周期和有风险选题“无人问津”[10]。人际关系也是学界较为关注的压力来源,李剑伟的研究支持了领导风格、同僚互动、学生管理等方面的人际关系压力与科研产出间的关联[11]。此外,受大学组织与制度变革的影响,高校教师群体倾向于将组织赋予的角色期待视为良性压力并以内在驱动和自我施压的方式提升科研效能[12]。因而本研究在分析职业压力对高校教师科研绩效总体影响的同时,还将关注高校组织环境中科研任务、教育教学、考核评聘、职业发展、人际关系、角色期待等具体压力源的影响。

2. 高校教师科研绩效的内涵与测量

在“双一流”建设背景下,高校更加强调效率与产出,因而愈发关注教师的科研绩效。绩效一般指的是组织对于员工特定工作目标完成效果的衡量。科研绩效(或产出)属于绩效中的任务绩效(Task performance)[13]。学界关于科研绩效的界定有三类:第一,支持结果观的学者认为科研绩效是个体从事科研活动及其相关工作取得的成绩和效率[4]。此类界定主要基于泰勒时代的工作定额思想,从客观事实角度测量个体对组织目标贡献程度的高低[14]。第二,强调行为观的学者提出科研绩效是“与组织学术目标实现直接或间接相关的行为”,并且强调绩效是“行为的同义词,是能观察得到的,而不是行为的后果或结果,是过程”[15]。第三,赞成能力动机观的学者强调个体在从事对组织有贡献行为时的能力或动机同样不容忽视;当个体在工作时自主程度越高,能力和动机对绩效影响越明显[16]。

基于对科研绩效的三种理解,学界主要采用结果导向和综合导向两种方式进行测量。其一,结果导向评价主要是组织对个体完成科研工作的结果进行考察。如美国国家教育统计中心(NCES)对全美教师科研绩效的统计就是基于这一取向,通常需要计算前两年教师出版著作和报告、发表书评和论文、参加讲座的数量等指标[17]。我国大多高校的科研绩效是计算发表论文数、申请项目数、科技成果获奖数、出版著作数、知识产权数、技术转移数等指标[18],尤以论文发表和引用情况为通行标准[19]。其二,综合导向评价是融合结果、行为、动机、能力多元视角的评价方式。高校主要基于教师科研成果的质量和数量、科研态度、职业素养、发展潜力、科研工作产生的社会效益等多维指标进行考核,如“努力使科研成果具备良好的应用前景”“在科研条件差的情况下也能克服困难,坚持研究工作”等[20]。基于国内实证研究常用的测量方式,本研究将采用结果导向和综合导向两种测量方式分析科研绩效。

3. 职业压力与科研绩效间关联性的理论探讨与实证支撑

目前学界对于职业压力与绩效间的关系形成了四种理论观点:抑制论认为职业压力与绩效是对立冲突的;激发论认为职业压力可以提升绩效;适度论认为职业压力与绩效之间关系呈倒U形曲线;无关论强调职业压力的变化不会影响绩效波动。

抑制论和激发论都是基于认知评价(Transactional of stress)视角,认为个体对压力认知评价的不同会对结果产生消极与积极两种影响。抑制论强调无论压力水平如何,只要对个体产生威胁感,就容易造成个体时间、精力无法贯注于当下任务从而被消耗[21]。雅可布(P.A.Jacobs)等学者基于13 所高校3 160名专职教学科研教师的调查数据表明压力源和科研生产力间的负线性关系[22]。黄亚婷的研究证实职业压力可以负向预测教师入职后3年的SCI、SSCI/A&HCI论文发表数量及H指数[23]。与之对立的激发论将职业压力视为提升绩效的积极“挑战”。该理论认为,个体在较低水平压力下不会面临挑战,在中等水平压力下挑战感被唤醒但表现平庸;而在高水平压力的激发下,个体会经历最佳挑战、表现大幅度提升[24]。有学者基于对尼日利亚西南部技术学院电气和电子专业185名教师的调研强调工作压力越大,教学满意度越低,绩效却越高[25]。付梦芸等利用 12 省市高校教师数据支持了科研压力对科研产出的驱动效应;科研压力作为雀跃性压力能够激发教师挑战科研目标,提升产出效益[26]。

还有一些研究支持适度论,其与激发论一样赞成压力是功能性的,但最佳点遵循倒U形曲线关系。换而言之,适度压力使得个人动力得以激发的同时提升精力,从而获得最佳表现[27]。威尔克(P.K.Wilke)团队从1228份实证数据获知高校教师在教学、科研等领域的压力与科研生产力均呈倒U形曲线关系,体现出不同类型压力影响绩效方式的一致性[28]。刘睿等学者通过多层回归分析揭示挑战性压力的平方对科研绩效的回归系数为正值,说明二者关系为倒U形曲线[29]。与上述理论假设均不同的是无关论,其认为个人与雇佣组织之间会共同遵守心理契约(Psychological contract)。员工作为理性人主要关心工作报酬而忽视阻碍工作表现的障碍。因此在高低强度两种工作压力下,个体表现近乎相同[30]。有学者调研得出由科研任务、教育教学、考核评聘、人际关系构成的职业压力与工作绩效相关性不显著的结论[31]。

综上所述,持不同理论视角的学者对职业压力与科研绩效关系看法各异,相关实证研究结论尚未达成共识,需对既往研究存在的分歧做进一步探究,从而为后续研究提供有力证据。

4. 职业压力与科研绩效关系的调节变量

参照既有的元分析文献,职业压力与科研绩效关系的研究是调节变量选取的重要途径[32]。已有元分析研究表明,研究结果的不一致会受到取样地区、样本数量、文献发表时间等因素的影响[33]。鲍威等学者的研究揭示,以量化业绩指标为基础的科研评价机制导致了职业压力不但无法推动高校教师学术生产效率的提高,反而更大程度抑制了学术研究热情和职业认同感[34],由此推断科研绩效测量方式也是重要的调节变量。据此,本研究将分析下列四个变量在高校教师职业压力与科研绩效间的调节作用。

(1)调查地区

在调查地区方面,高校教师职业压力与科研绩效关系的研究结果尚未达成一致。一方面,有针对东部地区的调查认为高校教师职业压力与科研绩效呈负相关关系[35],也有研究持相反意见[26]。另一方面,在全国开展调研的研究缺少对东中西部不同区域的差异分析。为此本研究需要将调查地区作为调节变量,从宏观视角分析地域因素在职业压力与科研绩效关系间的作用。

(2)样本数量

样本数量的增加有一定概率会导致效应量的减少[36]。参照以往学者核定标准,本研究将样本量大于250的定义为大样本,低于或等于250的定义为小样本[37];以此分析相较于大样本,在小样本的研究中职业压力对高校教师科研绩效的预测作用是否更加显著。

(3)科研绩效测量方式

根据前列文献综述,国内学者对高校教师科研绩效的测量主要分为结果导向与综合导向。结果导向测量多采用论文发表数量(如SCI、SSCI、CSSCI、EI)、专著出版数量、申请国家级或省部级课题项目数量、横向课题数量或经费等量化指标。综合导向测量一般是涉及结果、行为、动力、能力等多维度指标。基于此,笔者认为有必要论证两种测量方式对高校教师职业压力与科研绩效是否存在调节作用,进而为推进高校教师科研绩效评价方式改革提供支撑。

(4)抽样时间

伴随教育改革进入深水期,教师职业压力、科研绩效与制度效应密不可分。职业压力被视为制度环境作用下的一种心理表征同时也是制度执行效应的观察指标;而各类绩效评价直接受到宏观政策“指挥棒”的影响。2018年1月,中共中央、国务院印发的《关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》是新时代推动整体教师队伍改革的纲领性文件,其中强调要“全面提高高等学校教师质量,建设一支高素质创新型的教师队伍”。此后,《关于深化高等学校教师职称制度改革的指导意见》《深化新时代教育评价改革总体方案》等文件相继出台,都旨在通过职称、评价、人事等制度改革提升高校教师质量。相关政策的推行对完善教师队伍评价体系、保障教师队伍良性发展具有重要影响。考虑到政策的实施和显现需要一定周期,文献发表时间存在偏差,故将文献发表时间更新为元分析文献(非本研究)的抽样时间,即在2018年后抽样的文献被视为受到政策的影响,以此间接反映高校教师综合改革的执行效能。

综上,本研究采用元分析循证方法解答上述分歧,探究职业压力对我国高校教师科研绩效的影响,再进一步考察已有实证文献特征,如院校特征(如抽样高校所在地)、设计过程差异(如科研绩效测量方式、样本数量)、抽样时间差异等因素的调节作用(见图1)。本研究试图回答如下问题:第一,对于高校教师群体而言,职业压力会影响其科研绩效吗?如果会,是如何影响的?何种来源的压力会对科研绩效产生显著作用?第二,职业压力对我国高校教师科研绩效的影响是否因取样地区、样本数量、科研绩效测量方法、抽样时间的差异而有所不同?

图1 元分析总体框架图

三、研究设计

元分析是“分析的分析”,是按照一定标准对某一领域内的文献进行检索和筛选,通过计算平均效应值(Effect size,ES)再对结果进行标准化处理后,借助加权平均得出一个综合性结论,并利用一定的统计方法探讨异质性的来源[38]。此方法具备两大特征:一是合并同类结果来克服个别研究在样本量较小、测量和抽样误差等随机性因素造成的影响;二是以亚群体分析(Sub-group analysis)和元回归分析(Meta-regression analysis)发现造成研究结果异质性的潜在因素[39]。

1. 文献搜索与纳入标准

首先,研究对象为我国高校教师群体,检索包括中文数据库和外文数据库中的“中国高校教师”。中文采用中国知网期刊和硕博学位论文全文数据库、万方数据库、维普中文期刊,英文采用的是Web of Science核心数据库和EBSCO数据库,检索范围为主题词、关键词或摘要。中文数据库检索时包含关键词“压力”“职业压力”“工作压力”“绩效”“科研绩效”“科研产出”“发表”“科研成果”“科研收获”。英文数据库检索时需包含“stress”or“pressure”、“outcome”or“performance”and“college/university/high education teacher/tertiary in/from China”。其次,为避免遗漏,采取引文回溯法进行文献补查,即通过阅读文献综述和相关论文的参考文献进一步追踪潜在文献。文献检索不设置起点时间,截止时间为2023年3月1日,并根据检索到的文献进行初步筛选。初筛标准包括研究对象是我国高等院校教师,不包括中小学教师、博士生及非高校的科研人员等;研究因变量为科研绩效、产出、成果、收获或者发表情况。通过筛查,本研究获得相关主题文献44篇,其中中文期刊论文30篇、中文硕博士论文9篇、英文期刊论文5篇。最后,纳入元分析的文献还需符合以下标准:(1)必须是量化研究;(2)文献需报告可计算效应量的数据,如样本量、r值、t检验值、F检验值等指标;(3)数据重复发表的论文只取其中一篇进行分析;(4)文章获取信息完整,能获取全文;(5)因变量必须是科研绩效而非其他或者综合绩效。根据上述5个标准依次剔除不符合文献3、11、3、2和4篇,最终纳入文献缩减为21篇,共计14 276个样本。

2. 效应值计算

鉴于纳入分析的文献数量和效应值都存在差异,需要将效应量数据转化为统一标准进行比较。文献中因变量科研绩效都为连续变量,且21篇纳入文章大多提供了相关系数(r)或者可以转化为r的相应数据,故本研究选取标准化相关系数作为效应量。计算过程如下,首先要将其他数据转化为r,本研究收集的数据除了r就是标准化回归系数(β),转化依据彼特森(R.A.Peterson)提出的估算公式[40],具体计算见公式(1),当β非负值时,λ为1,反之为0。

r=β+0.05λ

(1)

其次,将r值进行费希尔Z(Fisher’s Z)转化,得到效应值(Z)和标注误(SE),具体计算见公式(2)和公式(3)。

(2)

(3)

3. 文献编码

为便于分析,本研究将作者、发表时间、抽样时间、样本数量、样本特征、控制变量、研究方法、压力来源、取样地区、科研绩效测量方法等作为编码对象。抽样时间上,2018年后发表的论文有7篇,其中有3篇文献明确为2018年后采样,4篇无法确定的不纳入分析;样本特征参照以往学者核定标准(250个样本)形成大小样本编码;控制变量主要包括性别、年龄、学科、学校类型等变量;研究方法编码为相关分析、回归分析、结构方程模型。根据综述,高校教师职业压力来源分为科研任务、教育教学、考核评聘、职业发展、人际关系、角色期待六个亚型并进行编码(简称为科研、教学、考核、职业、人际和角色,若是未具体区分的记为总体)。取样地区分为东部、中西部,有研究在全国或未指明地区取样的不纳入分析,编码为其他。基于国内对科研绩效常用测量方法,编码为结果或综合。已纳入文献信息见表1所示,每篇文献效应量1～4个不等,共计得到49个独立效应量。随后,两位作者对21篇文献49个特征值进行编码,Cohen’s Kappa一致性系数为0.79,达到了0.70的统计学要求,说明特征值编码有效。

表1 文献基本情况

还需注意的是,分析结果质量无可避免地受到纳入文献质量的影响。因此,我们参照曾昭炳等学者采用的文献质量评估方法,从纳入文献是否清楚地描述了研究设计、样本特征、测量工具及测量过程四个方面对文献质量逐一打分,赋值方法是把“不清楚”赋值为1,“比较清楚”赋值为2,“清楚”赋值为3[32]。纳入文献最高值为12,得分越高说明文献质量越佳。对文献质量的评分由两位作者独立进行,纳入文献得分范围为6至11分,评分一致性为0.89,满足分析需求。

基于此,本研究采用CMA 3.0(Comprehensive meta-analysis 3.0)软件基于21篇有效文献以科研绩效为因变量,以职业压力为自变量,以科研任务、教育教学、考核评聘、职业发展、人际关系、角色期待压力为自变量分维度,以取样地区、样本数量、科研绩效测量方式、抽样时间为调节变量进行数据分析,通过发表偏倚检验、异质性检验、亚群组检验和元回归分析方法揭示高校教师职业压力与科研绩效的关系。

四、研究过程

1. 发表偏倚检验

作为常见的系统误差,发表偏倚(Publication bias)的产生一方面是由于有显著统计学差异的研究比无显著统计学差异的研究更容易发表,另一方面是未公开发表文章无法获取,相关主题研究资料难以全面收集。发表偏倚会导致元分析计算出来的效应值虚假升高。因此,本研究采用漏斗图(Funnel Plot)、失安全系数法(Fail-safe-Number,Nfs)和Egger’s检验方法对发表偏倚状况进行检验。图2是基于费希尔Z效应值计算出的漏斗图,横轴为效应值,纵轴为标准差。从图中可以看出大部分研究相对集中在中线两侧均匀分布,说明纳入文献存在发表偏倚的概率较小。为进一步检验偏倚大小,采用失安全系数测算,临界值为5K+10(K为纳入文献数量),系数越大表明分析结果对文献并不敏感。本研究需要重新纳入4 416篇未发表文献才能推翻结论,远远大于临界值115篇。同时Egger’s检验结果显示t=0.702<1.96,P1=0.243>0.05,P2=0.486>0.05,故综合研判得出本研究存在发表偏倚概率相对较小。

图2 元分析漏斗图

2. 异质性检验

鉴于各个独立研究在被调查者、干预措施、测量方法等方面存在差异,需采用异质性检验检查研究结果合并的可行性。当元分析存在异质性时,通常用随机效应模型(Random effects model)来校正以此让结果更加接近无偏估计。本研究采用Q值和I2统计量来检验差异是否存在及差异程度。其中Q值为效应量的标准化平方和,其值越大、P值越小,说明元分析的异质性越大。I2统计量能够体现异质性部分占总效应量的比重,标准为当I2统计量在0到75%时适合采用固定模型分析,大于75%时建议使用随机模型分析。从表2可知,Q值为1670.284且达到显著水平(P<0.001);I2=92.129,远大于75%的阈值,即本文观察到92.129%的异质性是由效应值的真实差异导致的,7.871%的观察变异是由随机误差所导致,因此随机效应模型对本研究更加适恰。

表2 异质性检验表

3. 主效应检验

根据表2点估计值可知,职业压力对我国高校教师科研绩效的效应值为-0.118且具有统计学上的显著性(P<0.01),95%的置信区间为(-0.187,-0.049)。根据利普西(M.W.Lipsey)等学者提出统计量原则,小于0.25为较弱相关,大于等于0.25为中度相关,大于等于0.4时为高度相关[41]。基于这一标准,职业压力对我国高校教师科研绩效具有较弱程度的负向影响。

本研究还挖掘了科研任务、教育教学、考核评聘、职业发展、人际关系、角色期待分维度与我国高校教师科研绩效的关系。从表3可以看出,考核评聘、职业发展压力与科研绩效的效应值分别为-0.281和-0.265,为中等程度的负相关且通过统计显著性检验(P<0.05);人际关系压力与科研绩效的效应值为-0.090,呈现较弱程度负相关(P<0.05);其余压力源与科研绩效的效应值均未通过显著性检验。由此可见,考核评聘和职业发展两类压力源对高校教师科研绩效产生了较强的负面作用,需引起关注与重视。

表3 不同职业压力对高校教师科研绩效影响的元分析检验结果

4. 调节效应分析

由上述的异质性检验可知,各项研究的效应值之间均呈现高异质性,意味着可能存在显著的调节变量。本研究采取亚群组检验和元回归分析两类方法探讨异质性来源。

(1)亚群组检验

亚群组检验作为考察异质性来源的常用方法之一,主要是根据一定特征划分亚组并通过Q检验确定各组之间是否存在显著差异,以此形成该调节变量是不是异质性原因的基本判断[42]。

从表4可知,基于东部、中西部调查地区文献计算出来的效应值分别为-0.053和-0.086,但异质性检验结果不显著(Q=0.265,P=0.607)。因此取样地区对职业压力与我国高校教师科研绩效的关系没有显著影响。

表4 调节效应的元分析检验结果

基于不同样本量的文献计算出来的效应值分别为-0.128和-0.077,但异质性检验结果不显著(Q=0.308,P=0.579),说明样本数量并非导致已有研究产生差异的调节变量。

基于不同绩效测量方法计算出来的效应值分别为-0.172和-0.006,异质性结果显著(Q=5.171,P=0.023),说明绩效测量方法可以调节职业压力与高校教师科研绩效的关系。具体而言,不同绩效测量方法对职业压力的影响程度存在差异;即若采用结果导向方式测量科研绩效,二者的冲突效应更加显著(P=0.001)。

基于不同研究抽样时间计算出来的效应值分别为0.031和-0.140,异质性检验结果显著(Q=4.576,P=0.032),说明抽样时间对两者关系有显著的调节作用并且在影响方向和程度上均存在差异。具体而言,2018年高校教师改革相关政策出台后,职业压力对我国高校教师科研绩效的影响由负向转变为正向。值得注意的是,虽然2018年之后抽样的文献结果显示职业压力对我国高校教师科研绩效的正向预测作用并不显著(P=0.593>0.05),但考虑到政策执行效果显示需要周期,影响方向与程度的差异依然值得关注。这在一定程度上表明高校教师队伍综合改革的实施与推进有助于削弱职业压力对科研绩效的负面影响。

(2)元回归分析

本研究进一步采用元回归分析方法分析调节变量,以便了解其与亚群组分析结果是否存在差异性。与亚群组分析不同的是,元回归分析是通过建立回归方程来反映单一或多元解释变量与结果变量之间的关系,以此筛选出导致异质性的调节因素[43]。由表5可知,科研绩效测量方法和抽样时间两个变量在高校教师职业压力与科研绩效关系的调节作用显著,而取样地区和样本数量对二者的调节作用不显著,与亚群组检验结果一致。

五、研究讨论、对策建议及展望

1. 结论与讨论

优质的高校教师队伍是高校人才培养与科研创新的主体和依托。随着外部社会和高校组织内部环境的变迁、高等教育向内涵式发展与质量提升方向的转型,高等院校都希望借由竞争性的制度安排在增加教师职业压力的同时激发学术探索与创新活力,从而提升科研生产绩效。然而职业压力是否能够转化为高校教师提升科研绩效的动力,学界对此莫衷一是。在此背景下,本文采用元分析循证方法,基于21篇量化研究文献的14 276个样本对我国高校教师职业压力与科研绩效的关系进行探究,获得了更有普遍性和代表性的结论。

第一,职业压力与科研绩效的对立冲突关系支持了抑制论假说。主效应检验确认了我国高校教师职业压力与科研绩效呈显著负相关,说明高校教师职业压力具有危急性压力(distress)特质,与张珣、刘芳丽等学者的研究结果一样支持抑制论[44,45]。根据认知评价理论,个体对外界环境刺激所产生的主观认知,要比客观事实对其行为判断的影响更大;压力需要经由“认知评价—应对策略—结果产出”系列过程方能发挥作用。显而易见,我国高校教师对职业压力产生了控制性认知(controlled cognition)和威胁性评估(threat appraisal)等负面评价[46]。这种评价倾向不仅无法对科研生产形成增值效应,相反会造成教师工作满意度下降、学术热情消退、精神高度紧张乃至退避和倦怠,反向制约科研活力和生产力。因此,高校教师如何看待日益增长的职业压力是院校组织在制定相关竞争性制度安排时需要思考和审视的问题。

第二,考核评聘与职业发展是导致高校教师科研绩效下滑的主要压力源。前已述及,考核评聘和职业发展是对科研绩效产生显著抑制作用的两大压力源,与潘平的研究结果一致[47]。借由抑制论进一步分析可知,在众多压力源中,考核评聘和职业发展压力使得高校教师感知到的控制程度相对较高,威胁生存和发展的程度相对较大,因而对科研绩效的抑制作用达到了中等程度。具体而言,新管理主义在全球盛行并以学术聘任与职业晋升变革的典型方式渗透大学组织管理机制,呈现出过于强调规范性、标准化乃至量化管制的特征。从传统稳定的“干部”身份管理到院校自主“岗位聘任”管理过渡,从引入“非升即走”教师流转机制到推进“准聘—长聘制(终身教职)”改革,无不体现出新管理主义理念驱动下高校将教师聘用考核、晋升、职业发展等决策过程中嵌入学术锦标赛的排名机制[48]。多数高校还将学术工作逐步纳入科层管理范畴,使得绩效考核成为学术劳动的核心并与个人评聘、职业发展高度关联。高校教师一旦没有通过考核或无法在聘期内提升至更高职称就要面临被转岗或清退的惩处。即使没有受到上述惩处,资源分配受限、职业发展困难也在所难免。“不发表就出局”“不晋升就下岗”“不发展就边缘”的强烈忧虑和不安全感萦绕在他们的心头,这种日益膨胀且负面消极的压力感知会大大抑制科研绩效。

第三,推进高校科研绩效评价及教师队伍综合改革是调节二者关系的重要抓手。调节效应检验发现科研绩效测量方法和抽样时间对高校教师职业压力与科研绩效的关系作用显著。具体表现为采用结果导向方式测量科研绩效,二者的冲突效应更为明显。自2018年高校教师队伍综合改革多项文件推行以来,职业压力与科研绩效的关系由负转正。那是因为,一方面,从大学到学科,从院系到教师,排行排序、结果导向、数量至上的科研绩效评价似乎成为最上手的利器,某些高校或院系甚至会借助流行的数据技术手段,不时提供业绩可显示度的提醒以便催生出更多的学术产品[49]。这种偏向结果导向的评价无疑将学术产出演变为一种刚性要求,将数量和速度简单等同于质量与效能,如此不仅难以排除偶发或不可控因素对绩效评价的影响,也容易滋生“注水”式发文、劣币驱逐良币等学术不端现象。长此以往,结果导向的科研绩效评价在增加高校教师职业压力的同时有悖于学术积累和科研教学工作的基本规律,从而阻碍优质学术成果的产出。

另一方面,高校教师队伍综合改革涉及的师德师风、评价体系、聘任与管理体制、晋升与薪酬体制、专业发展与培训,与高校教师的科研绩效关系密切。若干研究指出,学术评价制度、职务晋升制度、聘任制度、学术培训制度是影响高校教师学术发展和产出的核心因素[23,50]。然而,一方面现下高校对教师师德师风重视程度不够、缺乏科学自主考核机制、未能发挥师德师风在育人成才、科研创新等方面的外溢作用[51]。另一方面高校教师评价制度在机制、管理方式、评价导向、指标设计、评价方式及结果运用等方面均存在弊端[52]。此外,简单粗暴、朝令夕改、干预过多的人事考评和薪酬管理及聘任制改革未能如预期的那样显著提升高校教师科研产出的“质”与“量”[34,53]。若该趋势持续发展并强化,其负性效应将会是长期且代价昂贵的。因此,要想扭转当下不利现状、实现职业压力与科研绩效协同互促,必须大力推进高校科研绩效评价及教师队伍综合改革。

2. 对策建议与展望

基于上述讨论,本研究从教师—院校—国家三个层面提出转变高校教师职业压力与科研绩效冲突关系的若干对策。

首先,教师需要重建积极的职业压力观,生发精熟导向应对策略。职业压力与科研绩效的负向关系启示我们解决问题的关键不在于盲目降压,而是如何将教师对压力的控制性与威胁性认知转变为具有驱动效应的雀跃性认知。治理的核心在于高校要还教师以学术自由和自治的空间,充分保护他们热爱学术的“神圣火花”(sacred spark),让其能够“回归初心”,按照学术生产自身的规律工作,生发精熟导向应对策略,保障科研产出的长效增长,维系高校薪火相传的固有使命。

其次,院校要大力推行柔性考核管理制度,畅通高校教师的多元发展路径。由上述分析可知,考核评聘与职业发展压力给高校教师带来了较为强烈负面感知的同时影响了科研生产力的提升,这与嵌入学术锦标赛性质的刚性管理制度与晋升发展路径密切相关。因此,高等院校一方面需充分考虑学术工作的连续性、挑战性、创造性等特点,设置具有弹性的考核周期、多元化的考核内容与方式,柔性推行“非升即走”等人事管理制度,逐步建立“非升即走、非升即转”人员的有序流动机制。另一方面,高校可通过畅通高校教师晋升与发展的多元路径来为其营造更为宽松和自由的氛围,缓释职业发展压力的负面冲击。具体而言,高校要不断完善分类评价,为教学为主型、科研为主型、教学科研型的不同教师群体实施有针对性的管理与评价标准,并在教学、科研、社会服务等不同发展向度上给予充分支持,增强关怀意识,使其能在开放、共享、合作、进取的工作场域中获得长足发展。

最后,国家要督促高校完善综合导向的科研绩效评价,真正落实高校教师队伍综合改革。一方面,国家要不断推动高校科研绩效评价从以量取胜的结果导向向质量协同的综合导向转变。因此,国家需督促局限于统计学术论文、课题申请、著作出版等科研成果“数字”的高校进行整改;同时鼓励各高校完善综合导向的科研绩效评价指标体系,逐步纳入高校教师科研成果的社会效益以及职业素养、发展潜力、专业道德等质性标准。另一方面,国家要加大高校教师队伍综合改革实施力度和范围,强化过程监督,更加突出对师德师风、教育教学业绩、学科发展贡献、社会服务等方面的关注。只有国家政策明确地指导、有力地执行,才能让高等院校产生深入教师队伍改革的不竭动力,也才有希望实现高校教师队伍有序良性发展的同时推动科研绩效的显著持续增长。

值得关注的是,本研究还存在如下不足及可改进之处:首先,受限于满足元分析实证研究的内容限制,其他诸如教师人口学变量(如年龄、职称、性别等)、院校背景特征(如是否为双一流高校)等潜在调节变量未来可进一步验证。其次,文献限定在中文文献及外文期刊中以中国高校教师为研究对象的文献,虽采用二次检索、引文回溯法反复确认,依然难免会漏掉部分重要文献,可能会对研究结果产生影响。最后,本研究仅基于我国高校教师的研究现状进行分析,未来研究中拟考虑融入外文文献,进一步考察不同文化、制度与组织环境背景下高校教师职业压力与科研绩效关系的异同,以便获得更加全面的理性认识和实践参照。