績效考核、知識共享與高校教師科研創(chuàng)新關(guān)系的實證研究①

李 沖，林煥翔，蘇永建

（大連理工大學(xué)，遼寧 大連 116024）

近些年來，高校學(xué)術(shù)成果在質(zhì)與量上都取得了跨越式的提升，績效考核制度的杠桿作用凸顯。然而，一個不容忽視的問題是，績效考核也產(chǎn)生了很大的負(fù)面效應(yīng)，突出地表現(xiàn)為高校科研成果轉(zhuǎn)化率低、技術(shù)轉(zhuǎn)移能力弱，致使我國在重大核心技術(shù)上仍然缺乏全球競爭力?？冃Э己舜龠M(jìn)高校教師科研創(chuàng)新的內(nèi)部機(jī)理是什么？何種形式的制度安排才能揚(yáng)長避短更好地發(fā)揮績效考核的正向激勵作用？這些問題亟需學(xué)界與科研管理部門進(jìn)行深入研究與反思。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）績效考核與高校教師創(chuàng)新行為的關(guān)系

Hyle等人認(rèn)為高校教師評價貫穿著兩個基本目的：一是提升組織的績效表現(xiàn)與滿足組織內(nèi)部行政管理的需要；二是促進(jìn)高校教師專業(yè)提升與自身發(fā)展的需要［1］。Boswell、Boudreaur等人認(rèn)為，評價取向的績效考核（Evaluative Performance Appraisal）著眼于個體過去的績效表現(xiàn)，機(jī)械地按照預(yù)設(shè)目標(biāo)或職位說明書的操作性條款進(jìn)行，會降低教師（員工）工作的積極性和主動性［2］。Kallio等人以芬蘭多科性大學(xué)的2870名教師為樣本的調(diào)查研究顯示，基于業(yè)績成果的考核與管理并不能激發(fā)教師的工作動機(jī)，反而挫傷了教師科研創(chuàng)新的主動性［3］。英國學(xué)者Shields較早主持的一項調(diào)查也表明，絕大多數(shù)教師都認(rèn)為獎懲性的績效考核制度不能調(diào)動教師科研創(chuàng)新的積極性［4］。

發(fā)展取向的績效考核著眼于教師（員工）未來的績效表現(xiàn)，旨在識別被考核者可提升的技能和知識以促進(jìn)員工潛能的開發(fā)，能夠提高教師（員工）工作的主動性與創(chuàng)造性［5］。我國學(xué)者尹潤鋒等人通過檢驗不同中介變量的實證研究證實，發(fā)展取向的績效考核對教師（員工）創(chuàng)新行為具有正向的激勵作用［6］［7］。王忠軍、劉麗丹則探討認(rèn)為在高校組織環(huán)境中，發(fā)展取向的績效考核對教師漸進(jìn)性與突破性創(chuàng)新具有明顯的促進(jìn)作用［8］。

（二）績效考核與知識共享的關(guān)系

知識共享（Knowledge Sharing）逐漸成為學(xué)界研究的熱點，大量研究表明，知識共享氛圍影響組織成員的態(tài)度、動機(jī)和行為等［9］，進(jìn)而影響其績效表現(xiàn)。但當(dāng)前的研究主要集中于組織氛圍、薪酬結(jié)構(gòu)、組織戰(zhàn)略和領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等組織管理變量對知識共享的影響，較少深入探討績效考核取向?qū)χR共享的作用機(jī)制。社會交換理論認(rèn)為（Social exchange theory），基于互惠與信任原則基礎(chǔ)上的“組織—員工”關(guān)系會促進(jìn)成員的情感承諾并形成心理契約，進(jìn)而提高知識接受效率并促進(jìn)知識共享行為。McDermott和O’Dell運(yùn)用案例研究證實了合理的績效評價導(dǎo)向能夠促進(jìn)員工的知識共享行為［10］。Chowdhury指出，團(tuán)隊性績效考核能夠創(chuàng)造成員彼此依賴的環(huán)境，從而有利于加強(qiáng)他們之間的合作并促進(jìn)知識共享［11］。不過，也有研究者持相反的觀點。Hazels和Sasse等人指出，績效考核所產(chǎn)生的競爭壓力會造成不良的氛圍，進(jìn)而降低員工工作效率并減少個體間的知識共享行為［12］。

學(xué)界的上述爭論表明，不同的績效考核取向?qū)τ谥R共享內(nèi)容與方向有著不同的影響。評價取向的績效考核關(guān)注組織成員的績效表現(xiàn)，將考核結(jié)果與員工的薪酬、晉升和聘任相掛鉤，個體在充滿壓力與競爭的環(huán)境中，為求“自我保全”，難以獲取并分享對業(yè)績成果而言關(guān)鍵的知識與技能；發(fā)展取向的績效考核目的在于員工的自我改進(jìn)與成長，重視交流與反饋，因而個體更傾向于互相交流并主動分享知識，進(jìn)而有利于組織整體績效的提高。

（三）知識共享與高校教師創(chuàng)新行為的關(guān)系

大學(xué)教師是典型的知識工作者，構(gòu)建專業(yè)知識網(wǎng)絡(luò)，在知識共享網(wǎng)絡(luò)中實現(xiàn)知識生產(chǎn)、傳播和應(yīng)用是其基本的工作職責(zé)。就個體層面而言，高校教師創(chuàng)新行為也就是指他們在知識活動中創(chuàng)造或引入新思維、新觀念和新方法的過程［13］。有關(guān)知識共享與創(chuàng)新行為關(guān)系的多數(shù)研究表明，組織內(nèi)的知識共享會促進(jìn)個體創(chuàng)新行為的發(fā)生?；谏鐣W(wǎng)絡(luò)理論（Social network theory）的研究表明，網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部成員之間的知識共享促進(jìn)了多元學(xué)習(xí)，這就為他們獲取前沿知識與信息提供了更多機(jī)會，個體在此過程中由于擴(kuò)大了知識獲取的邊界，因而促進(jìn)了創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。

概而言之，績效考核、知識共享與創(chuàng)新行為之間呈現(xiàn)出復(fù)雜的相關(guān)關(guān)系。學(xué)界較為普遍的觀點是，評價取向的績效考核對知識共享和創(chuàng)新行為的激勵作用有限。但與研究相悖的是，高?？蒲泄芾碇衅毡椴扇〉氖且栽u價取向為核心的績效考核制度。本研究認(rèn)為，產(chǎn)生這一矛盾的原因與學(xué)界對知識共享和創(chuàng)新行為的認(rèn)識過于籠統(tǒng)有關(guān)。

本研究首先根據(jù)知識創(chuàng)新活動中不同類型知識共享所起作用的差異，將知識共享分為一般性知識共享和關(guān)鍵性知識共享兩種類型。同時，在我國學(xué)者趙斌等人研究的基礎(chǔ)上，將高校教師的創(chuàng)新行為劃分為主動性創(chuàng)新行為與被動性創(chuàng)新行為兩種類型。其中，主動性科研創(chuàng)新行為可以表征為教師以未來和變革為導(dǎo)向，主動承擔(dān)挑戰(zhàn)性強(qiáng)、難度大的科研任務(wù)，通常表現(xiàn)為承擔(dān)高級別科研攻關(guān)項目，發(fā)表“高、精、尖”、有突破性貢獻(xiàn)的學(xué)術(shù)論文、著作等；被動性創(chuàng)新行為可以表征為教師迫于考核要求或組織規(guī)范的壓力，被動服從與應(yīng)付性的非自發(fā)創(chuàng)新行為，通常表現(xiàn)為承擔(dān)技術(shù)含量低的研究項目，發(fā)表“短、平、快”、低質(zhì)量的文章、著作或教材等。

根據(jù)上述對知識共享和創(chuàng)新行為的分類，結(jié)合績效考核評價和發(fā)展的兩種取向，在相關(guān)學(xué)者研究結(jié)果的基礎(chǔ)上建立理論模型（見圖1）。

圖1 績效考核、知識共享與科研創(chuàng)新關(guān)系

根據(jù)模型，筆者提出以下4個基本理論假設(shè)，其中，每個理論假設(shè)包括a和b兩個子假設(shè)。

假設(shè)1：評價取向的績效考核對教師主動性科研創(chuàng)新行為無顯著影響。

假設(shè)1a：評價取向的績效考核通過一般知識共享對教師主動性科研創(chuàng)新行為無顯著影響；

假設(shè)1b：評價取向的績效考核通過關(guān)鍵知識共享對教師主動性科研創(chuàng)新行為無顯著影響。

假設(shè)2：評價取向的績效考核對教師被動性科研創(chuàng)新行為有顯著正向影響。

假設(shè)2a：評價取向的績效考核通過一般知識共享對教師被動性科研創(chuàng)新行為有正向影響；

假設(shè)2b：評價取向的績效考核通過關(guān)鍵知識共享對教師被動性科研創(chuàng)新行為有正向影響。

假設(shè)3：發(fā)展取向的績效考核對教師主動性科研創(chuàng)新行為有顯著正向影響。

假設(shè)3a：發(fā)展取向的績效考核通過一般知識共享對教師主動性科研創(chuàng)新行為有正向影響；

假設(shè)3b：發(fā)展取向的績效考核通過關(guān)鍵知識共享對教師主動性科研創(chuàng)新行為有正向影響。

假設(shè)4：發(fā)展取向的績效考核對教師被動性科研創(chuàng)新行為無顯著影響。

假設(shè)4a：發(fā)展取向的績效考核通過一般知識共享對教師被動性科研創(chuàng)新行為無顯著影響；

假設(shè)4b：發(fā)展取向的績效考核通過關(guān)鍵知識共享對教師被動性科研創(chuàng)新行為無顯著影響。

二、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)統(tǒng)計

本研究以“985工程”高校教師為目標(biāo)群體，采用隨機(jī)抽樣的方式，通過網(wǎng)站公布的教師聯(lián)系方式，以發(fā)放紙質(zhì)問卷、電子郵件問卷與用問卷星軟件發(fā)送鏈接等形式進(jìn)行數(shù)據(jù)搜集。最終回收問卷232份，在剔除重要數(shù)據(jù)缺失的無效問卷后，獲得有效問卷213份，有效率為94.5%（見表1）。

表1：樣本的人口統(tǒng)計學(xué)特征表

（二）變量與測量工具

對績效考核目標(biāo)取向的測量，采用Boswell、Boudreau［14］等人編制，文鵬與廖建橋［15］修訂的量表，對題目的語言進(jìn)行了適當(dāng)修改，以使量表更加切合高校教師所處的情境。最終擬合、修訂后的量表共包含2個維度9個題項，其中考核評價取向的題目4道，考核發(fā)展取向的題目5道。

對知識共享的測量，采用王國保［16］編制的知識型員工知識共享多維度量表。為了模型簡化和方便測量，將原有的一般知識貢獻(xiàn)、一般知識收集、關(guān)鍵知識貢獻(xiàn)與關(guān)鍵知識收集4個維度簡化為一般知識共享和關(guān)鍵知識共享2個維度，并對題目的語言和題項進(jìn)行了適當(dāng)修改。最終擬合、修訂后的量表共包含2個維度12個題項。

對科研創(chuàng)新行為的測量，采用趙斌［17］等人開發(fā)的科技人員主動創(chuàng)新行為量表與被動創(chuàng)新行為量表。其中，主動性創(chuàng)新行為分為自發(fā)性、前期準(zhǔn)備、跨越障礙3個維度；被動性創(chuàng)新行為分為應(yīng)付性創(chuàng)新、權(quán)宜性創(chuàng)新和服從性創(chuàng)新3個維度。鑒于原量表多是以企業(yè)從事技術(shù)研發(fā)的員工作為研究對象，作者基于高校教師科研工作情境，對部分題項進(jìn)行修改并剔除不符合本研究的題項，最終修訂后的量表共包含2個維度12個題項。

（三）數(shù)據(jù)分析與共同方法偏差檢驗

本研究運(yùn)用SPSS 21.0軟件對研究數(shù)據(jù)做初步描述性分析和相關(guān)分析。采用AMOS 17.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模分析，驗證績效考核取向?qū)處熆蒲袆?chuàng)新行為的影響，并檢驗知識共享的中介作用。使用最大似然法（Maximum Likelihood Method，簡稱ML）進(jìn)行模型參數(shù)的估計。ML在樣本數(shù)大于200的情況下估計值近似服從正態(tài)分布，樣本越大，偏差越小。在所有漸進(jìn)無偏估計中漸進(jìn)方差最小，對于多數(shù)應(yīng)用問題是首選方法。采用Harman單因素檢驗法和潛在誤差變量法檢驗共同方法偏差（Common Method Bias）效應(yīng)。首先，設(shè)定公因子數(shù)為1并將所有變量的測量項目進(jìn)行探索性因素分析。結(jié)果顯示，第一因素解釋變異量為28.55%，且未旋轉(zhuǎn)的因素結(jié)構(gòu)沒有共同因素。其次，進(jìn)行潛在誤差變量法檢驗。將共同方法偏差作為一個潛在變量，結(jié)果表明，在不包含潛在變量的情況下，模型的顯著擬合度優(yōu)于包含的情況。檢驗結(jié)果說明，本研究的共同方法偏差控制較為理想，測量環(huán)境、題項和語境等人為系統(tǒng)誤差較小。

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析與信度、效度檢驗

本研究對評價取向、發(fā)展取向、一般知識共享、關(guān)鍵知識共享、主動性創(chuàng)新和被動性創(chuàng)新6個變量進(jìn)行了分析，其 Cronbach's α 分別為 0.846、0.868、0.814、0.825、0.837、0.831，所有變量的信度系數(shù)均大于0.7，這表明問卷具有較高的內(nèi)在一致性，具有良好的信度（見表2）。

表2：變量的信度和效度

為驗證量表的結(jié)構(gòu)效度，需要對量表進(jìn)行驗證性因素分析。由表2可知，各變量的KMO值分別為0.895、0.863、0.868、0.894、0.836、0.858，均大于 0.5，累積解釋方差的百分比也均符合判別標(biāo)準(zhǔn)。這表明，量表模型較為符合數(shù)據(jù)的內(nèi)在邏輯關(guān)系，問卷結(jié)構(gòu)效度良好。因此，可以認(rèn)為數(shù)據(jù)通過了信度和效度檢驗。

（二）變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣

變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，所有變量的相關(guān)系數(shù)都在0.01的水平以上且呈顯著性相關(guān)（見表3）。其中，評價取向的績效考核與一般知識共享和被動性科研創(chuàng)新之間、發(fā)展取向的績效考核與關(guān)鍵知識共享和主動性科研創(chuàng)新之間的相關(guān)系數(shù)都達(dá)到了顯著水平。這表明，知識共享可以作為績效考核取向與不同性質(zhì)科研創(chuàng)新行為之間的中介變量，初步驗證了上文提出的部分假設(shè)。

表3：變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）結(jié)構(gòu)模型的擬合結(jié)果

首先，構(gòu)建直接作用模型A和模型B（模型B在模型A的基礎(chǔ)上將科研創(chuàng)新劃分為主動性創(chuàng)新與被動性創(chuàng)新2個維度），驗證評價取向的績效考核與發(fā)展取向的績效考核對主動性科研創(chuàng)新行為的直接影響，結(jié)果顯示模型的擬合度良好。其次，在模型B的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型1至模型7，分別依次加入一般知識共享和關(guān)鍵知識共享作為中介變量。因上述中介作用模型是在驗證正確的基礎(chǔ)上依次加入限制條件所得，所以它們之間構(gòu)成嵌套關(guān)系，可以通過比較嵌套模型的擬合卡方值差異來檢驗選擇優(yōu)質(zhì)模型。

具體而言，模型1加上“一般知識共享—科研創(chuàng)新”路徑，模型1假設(shè)的完全中介模型各項擬合指標(biāo)為c2/df=2.98，GFI=0.90，NFI=0.91，NNFI=0.87，CFI=0.91，IFI=0.91，RMSEA=0.07；模型2在模型B的基礎(chǔ)上加上“關(guān)鍵知識共享—科研創(chuàng)新”路徑，模型2假設(shè)的完全中介模型各項擬合指標(biāo)為c2/df=3.07，GFI=0.88，NFI=0.91，NNFI=0.84，CFI=0.91，IFI=0.91，RMSEA=0.21。模型1與模型2的擬合結(jié)果都較為理想。模型3同時加入“一般知識共享—科研創(chuàng)新”和“關(guān)鍵知識共享—科研創(chuàng)新”路徑，各配適指標(biāo)均可接受，模型擬合的結(jié)果良好。模型4至模型7在模型3的基礎(chǔ)上，分別逐條加入績效考核取向至科研創(chuàng)新行為的路徑，以驗證4條直接路徑的有效性。結(jié)果顯示，直接路徑的加入對模型有顯著影響。模型8則根據(jù)修飾指數(shù)、擬合指標(biāo)的結(jié)果等選擇最優(yōu)模型，其各項擬合指標(biāo)分別為c2/df=2.92，GFI=0.91，NFI=0.92，NNFI=0.86，CFI=0.92，IFI=0.92，RMSEA=0.08，模型8較為符合數(shù)據(jù)的內(nèi)在邏輯關(guān)系。模型的擬合指標(biāo)見表4，最終模型的路徑和系數(shù)見圖2。

表4：模型結(jié)構(gòu)的擬合指標(biāo)（N=213）

圖2 績效考核取向與高校教師科研創(chuàng)新行為的關(guān)系結(jié)構(gòu)模型

（四）結(jié)果解釋

圖2 顯示了績效考核對知識共享、科研創(chuàng)新影響作用的結(jié)構(gòu)方程模型。由直接效應(yīng)模型可以看到，評價取向的績效考核對主動性科研創(chuàng)新的直接作用不特別顯著（B=0.091，P<0.01），對被動性科研創(chuàng)新具有顯著（B=0.258，P<0.01）的正向作用，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗證。發(fā)展取向的績效考核對主動性科研創(chuàng)新有正向（0.437，P<0.01）直接作用，對被動性科研創(chuàng)新無直接路徑關(guān)系，假設(shè)3、假設(shè)4得到驗證。在中介模型中，一般知識共享與關(guān)鍵知識共享均對主動性科研創(chuàng)新行為影響作用顯著，對被動性科研創(chuàng)新行為的影響不十分顯著，假設(shè)1a、假設(shè)1b、假設(shè)2a、假設(shè)2b、假設(shè)4a和假設(shè)4b不成立，假設(shè)3a、假設(shè)3b得到驗證。具體而言，評價取向的績效考核正向（B=0.362，B=0.272，P<0.01）影響一般知識共享和關(guān)鍵知識共享，同時對主動性科研創(chuàng)新行為具有正向（B=0.234，B=0.576，P<0.01）促進(jìn)作用；發(fā)展取向的績效考核正向（B=0.411，B=0.325，P<0.01）影響一般知識共享和關(guān)鍵知識共享，同時對主動性科研創(chuàng)新行為具有正向（B=0.234，B=0.576，P<0.01）促進(jìn)作用。

四、結(jié)論與討論

（一）評價取向的績效考核對科研創(chuàng)新行為的作用

研究發(fā)現(xiàn)，評價取向的績效考核不僅可以通過一般知識共享，也可以通過關(guān)鍵知識共享對教師主動科研創(chuàng)新具有顯著性影響，即知識共享在評價取向的績效考核與主動性科研創(chuàng)新之間起著中介作用。結(jié)果說明，當(dāng)前我國高校內(nèi)部的教師之間愿意對自身薪酬、晉升機(jī)會等關(guān)鍵利益有重大影響的知識與同事共享與傳播。知識在共享過程中，教師可以實現(xiàn)自身效能并促進(jìn)主動性科研創(chuàng)新。我們認(rèn)為造成上述分歧的原因可能與高校的組織屬性與知識特性密切相關(guān)。一是企業(yè)與高校的組織性質(zhì)不同。高校的組織環(huán)境與氛圍相對比較寬松，不像企業(yè)那樣具有以盈利為目的、高競爭性與高淘汰性的特點，因此評價取向的績效考核并不會完全阻礙教師的關(guān)鍵知識共享行為。二是高校場域中知識的價值具有潛在性，即使所謂的“關(guān)鍵知識”也需要通過教學(xué)、科研、社會服務(wù)等復(fù)雜的過程才能轉(zhuǎn)化為實際的價值形態(tài)，因此，教師的關(guān)鍵知識共享行為并不會直接損害其自身利益。不過，實證結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，評價取向的績效考核雖然直接作用于被動性科研創(chuàng)新，但在以知識共享為中介變量路徑上的顯著性不高，這表明，評價取向的績效考核對被動性科研創(chuàng)新的激勵作用更加直接。這一發(fā)現(xiàn)也部分解釋了評價取向的績效考核在高校教師評價制度中占據(jù)主導(dǎo)地位（M=3.51）的原因。當(dāng)前，高校在使用評價取向的績效考核方式中適當(dāng)運(yùn)用績效指標(biāo)與物質(zhì)獎懲，有利于教師科研工作效能的提高。

（二）發(fā)展取向的績效考核對科研創(chuàng)新行為的作用

研究發(fā)現(xiàn)，相對于評價取向的績效考核，發(fā)展取向的績效考核更能直接激發(fā)教師的主動性科研創(chuàng)新行為，一般知識共享和關(guān)鍵知識共享的中介效應(yīng)更為顯著。這說明，盡管評價取向的績效考核可以促進(jìn)教師科研創(chuàng)新的積極性，但關(guān)注自身發(fā)展與潛力提升的發(fā)展性績效考核更為可取。不過，本研究也注意到，雖然從理論和經(jīng)驗上看，發(fā)展取向的績效考核更有利于促進(jìn)教師的主動性科研創(chuàng)新行為，但實證結(jié)果也表明兩種取向的績效考核對于教師主動性科研創(chuàng)新行為的影響并無本質(zhì)差異。這與上文所述評價取向的績效考核在高校教師評價體系中的主導(dǎo)地位有關(guān)，其直接作用結(jié)果是兩種取向的績效考核方式在短周期內(nèi)形成了疊加效應(yīng)（績效考核周期1次及其以內(nèi)的占74.5%）。另一方面，在高校科研管理實踐中，績效考核的目的導(dǎo)向往往相互交織、聯(lián)合使用，并非是簡單的替代關(guān)系［18］，發(fā)展取向的績效考核需要以教師過去的績效表現(xiàn)為基礎(chǔ)，評價取向的績效考核也以教師未來的發(fā)展為愿景。同時，本研究在問卷發(fā)放的過程中發(fā)現(xiàn)，部分教師對兩種取向績效考核的界限認(rèn)識比較模糊，其原因可能在于高?？蒲泄芾聿块T有意或無意地回避了兩種取向績效考核方式的差異。本研究中評價取向和發(fā)展取向兩種績效考核方式存在較強(qiáng)的相關(guān)性（r=0.52，p<0.01），部分地驗證了上述推測和說法。

五、研究貢獻(xiàn)與實踐建議

第一，結(jié)合高校實際情況，探索構(gòu)建多維度、分層次的教師績效考核體系。首先，高校的績效管理要在頂層設(shè)計上實現(xiàn)學(xué)校發(fā)展戰(zhàn)略與教師職業(yè)生涯發(fā)展的有機(jī)統(tǒng)一，注重發(fā)揮發(fā)展取向績效考核的積極作用，通過績效監(jiān)測了解教師需求并給予及時的反饋與指導(dǎo)，進(jìn)而不斷促進(jìn)教師專業(yè)成長和打造創(chuàng)新能力。其次，要尊重人才成長周期與科研創(chuàng)新規(guī)律，重視發(fā)揮教師的主動性?？冃Э己艘c科研實際情況、科研項目特點、教師所處職業(yè)生涯階段相結(jié)合。最后，要注意教師群體的異質(zhì)性與多樣性，建立多樣化、分層次的績效考核體系。避免“一刀切”式的單一考核標(biāo)準(zhǔn)，適當(dāng)減少“成果計件”“學(xué)術(shù)工分”等硬性的量化科研成果要求；兼顧不同學(xué)科、不同崗位和不同教師群體的差異，采取有針對性的分類考核標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行綜合評價，不僅注重考核結(jié)果，更要注重考核過程。

第二，營造良好的學(xué)術(shù)氛圍與文化，促進(jìn)高校教師深層次的知識共享。盡管不涉及重大組織與個人利益的一般性知識共享會促進(jìn)教師的創(chuàng)新行為，但關(guān)鍵性知識共享才能更為有效地激發(fā)教師科研創(chuàng)新的主動性。教師不是在真空中創(chuàng)新知識，而是以知識網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)，以交往、對話與合作為前提的，因此，高校首先要積極營造信任性與支持性的科研氛圍，引導(dǎo)并強(qiáng)化教師在知識網(wǎng)絡(luò)中的社會性連接，增進(jìn)教師間的互信，減少知識共享的成本與復(fù)雜性。其次，積極營造知識共享文化，提高教師知識共享的意愿與能力。要搭建知識共享網(wǎng)絡(luò)平臺，通過各種校內(nèi)校際的知識交流平臺、虛擬網(wǎng)絡(luò)平臺、教師共同體等讓教師在更廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)中共享知識與經(jīng)驗，形成互利互惠的知識共享體制機(jī)制。

第三，探索建立多方主體參與、多元取向互動的績效管理制度。教師是高?？蒲谢顒拥闹黧w，績效考核需要尊重教師的主體地位，避免教師主體話語權(quán)的喪失。本研究在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，大部分高?？冃Э己梭w系的制定過程，教師民主參與的程度不高。高校的績效考核方案多是由人事處或相關(guān)部門負(fù)責(zé)起草、制訂和公布實施?？己藰?biāo)準(zhǔn)公布前向教師征求意見、交流協(xié)商的過程普遍不夠充分，考核標(biāo)準(zhǔn)公布后也缺乏向教師充分地解釋與說明。高校應(yīng)當(dāng)深入貫徹和執(zhí)行教育部有關(guān)教師管理的各項政策文件精神，探索建立多方主體參與、多元取向互動的績效管理制度。嘗試將學(xué)校各層級管理者、不同職稱與年齡段的教師、學(xué)生、校外同行等利益相關(guān)者納入績效考核委員會，通過多維度、分層次和科學(xué)、合理的過程管理來提高績效考核的質(zhì)量，進(jìn)而激發(fā)教師科研創(chuàng)新的積極性和主動性，釋放高?？蒲袆?chuàng)新的潛力和活力。