高校教師科研與教學(xué)關(guān)系的實證研究

摘要： 采用“高校教師工作績效與勝任特征問卷”調(diào)查了442名高校教師，旨在了解科研與教學(xué)之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：高校教師教學(xué)效能與科研績效之間是相關(guān)而非獨立的關(guān)系 （r =0.35，p<.001），通過非遞歸結(jié)構(gòu)方程模型發(fā)現(xiàn)，科研與教學(xué)之間是單向的影響關(guān)系，即科研績效顯著正向影響教學(xué)效能，而非相反；對高校教師教學(xué)效能影響最大的是溝通合作能力（β=.58），其次是科研績效（β=0.18），二者共可解釋教學(xué)效能變異的44%。群組比較發(fā)現(xiàn)，普通本科高校與高職（?？疲┰盒＝處熢诮Y(jié)構(gòu)模型M3的路徑系數(shù)上無顯著差異。研究支持高校教師科研與教學(xué)之間是“源”與“流”的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：高校教師；科研績效；教學(xué)效能；學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力； 溝通合作能力

中圖分類號：G649.711

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1672-0717（2018）04-0051-07

收稿日期：2018-04-30

基金項目：廣東省高等教育教學(xué)改革項目“高校教學(xué)名師成長機制與培養(yǎng)途徑的研究與實踐”（2012024）；中山大學(xué)國家高等教育質(zhì)量常態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)中心2016年高等教育質(zhì)量研究課題“基于‘學(xué)教評一致性理論的本科課程教學(xué)質(zhì)量測評工具研發(fā)”（M1604）。

作者簡介：牛端（1973-），河南內(nèi)鄉(xiāng)人，教育學(xué)博士，中山大學(xué)心理學(xué)系副教授，主要從事教育心理學(xué)、心理與教育測評研究；廣州，510300。

一、問題的提出

教育界普遍的觀點是教學(xué)與科研相長。關(guān)于高校教師教學(xué)與科研之間的關(guān)系，國內(nèi)外研究者進行了很多探討，但是研究結(jié)論存在較大分歧。Coate、Barnett和Williams概括了教學(xué)與科研之間有六種可能的關(guān)系[1]（P165-172）：第一，科研與教學(xué)是統(tǒng)一的（integrated）關(guān)系。例如，周川認為洪堡“教學(xué)和科研的統(tǒng)一性”原則必然導(dǎo)致教學(xué)過程與研究過程統(tǒng)一，表現(xiàn)為教學(xué)過程科研化，科研過程教學(xué)化[2]。第二，科研對教學(xué)有積極的影響。理由是處于科研前沿的研究者更有資格、熱情和親身的研究經(jīng)歷去教授該學(xué)科的最新知識。例如，劉獻君指出，科研與教學(xué)之間是“源與流”的關(guān)系[3]。第三，教學(xué)對科研有積極的影響。理由是教學(xué)（特別是研究生課程教學(xué)）會迫使教師梳理學(xué)術(shù)觀點，發(fā)現(xiàn)研究問題，而學(xué)生的觀點也會激發(fā)教師新的思路。學(xué)者的經(jīng)歷表明，教師有可能通過教學(xué)發(fā)現(xiàn)自己的“學(xué)術(shù)增長點”[4]（P21）。第四，教學(xué)與科研之間沒有相關(guān)。解釋是研究與教學(xué)是兩種非常不同的才能，很少教師能同時擅長這兩種才能。劉獻君、張俊超、吳洪福的調(diào)查發(fā)現(xiàn)教學(xué)與科研二者之間確有差異[5]（P38）。也有研究者發(fā)現(xiàn)，教師的教學(xué)效能與科研產(chǎn)出之間的相關(guān)系數(shù)非常微弱[6]（P619），沒有達到顯著程度[7]（P78）。第五，科研對教學(xué)有負向的影響。理由是教師的時間和精力是稀缺資源，如果教師投入研究的資源多，那么投入教學(xué)改進和課程開發(fā)的時間必然減少[8]。Marsh和Hattie[6]（P623）的研究發(fā)現(xiàn)，自評研究能力強的老師會將更多時間和精力投入研究而非教學(xué)。第六，教學(xué)對科研有負向的影響。理由是教學(xué)與科研在資源投入上是競爭關(guān)系，教師將過多精力投入教學(xué)會導(dǎo)致投入科研的時間減少，從而對科研產(chǎn)出產(chǎn)生負向影響。顧麗娜、陸根書、施伯琰的研究發(fā)現(xiàn)，教學(xué)投入較多的教師其科研產(chǎn)出相對較少，教學(xué)投入較少的教師其科研產(chǎn)出相對較多[9]（P26-27）。

綜上分析，教學(xué)與科研之間的六種關(guān)系都各有其理據(jù)，而以往研究多采用相關(guān)或結(jié)構(gòu)方程遞歸模型研究二者的關(guān)系，較少采用結(jié)構(gòu)方程非遞歸模型，深入研究科研與教學(xué)之間究竟是單向還是雙向的影響關(guān)系。同時，由于學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力和溝通合作能力是影響教師科研績效與教學(xué)效能的核心勝任力[10]，因此，本研究旨在采取結(jié)構(gòu)方程非遞歸模型，在考慮高校教師核心勝任力的基礎(chǔ)上，檢驗教學(xué)效能與科研績效之間是否為獨立的關(guān)系。如果結(jié)果是相關(guān)的關(guān)系，那么，二者之間是單向還是雙向的影響？

二、研究方法

（一）研究問題

問題1：高校教師的科研績效與教學(xué)效能之間是獨立的關(guān)系還是相關(guān)的關(guān)系？

問題2：如果科研績效與教學(xué)效能之間是相關(guān)關(guān)系，那么，二者之間是單向還是雙向的影響？

問題3：當(dāng)用教師勝任力、科研績效預(yù)測教學(xué)效能時，哪個變量的影響作用更大？

問題4：普通本科高校與高職（?？疲┰盒＝處熢诮Y(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)上是否存在顯著差異？

（二）被試

從廣東省普通本科高校、高職（?？疲┰盒７謱与S機抽取500名教師，剔除無效問卷后，有效問卷為442份，問卷的有效率為88.4%。其中“211高?！苯處?6人（10%），普通高校教師109人（25%），高職（?？疲┰盒＝處?87人（65%）；男教師235人（53%），女教師207人（47%）；高級職稱教師120人（27%），中級職稱教師181人（41%），初級職稱教師141人（32%）；人文社科教師227人（51%），自然科學(xué)教師215人（49%）；教師年齡均值為33.67歲，標(biāo)準差為7.02歲。

（三）工具與程序

采用牛端編制的“高校教師工作績效與勝任特征問卷”[11]，包括：工作績效問卷、勝任特征問卷及背景資料三個部分，通過紙筆方式填答。

“高校教師工作績效問卷”包括11道題目，主要調(diào)查教師的教學(xué)效能和科研績效。采取Likert5點評價，“極好”賦值5，“差”賦值1，“平均”賦值3，分值越高表明績效越好。題目舉例：“能激發(fā)學(xué)生對課程資料的興趣”。采取驗證性因子分析，驗證問卷為兩因子結(jié)構(gòu)，所保留的11道題目因子負荷均大于0.60。因子1“教學(xué)效能”和因子2“科研績效”的組合信度分別為0.86和0.87，平均方差抽取量分別為47.05%和63.08%，說明模型的內(nèi)在質(zhì)量較理想。

“高校教師勝任特征問卷”包括14道題目，主要調(diào)查被試在勝任特征上的自評等級。采取Likert 5點評價，共有0～4五個等級，等級分值越高表明勝任程度越高。題目舉例：“批判性思維，利用邏輯推理確定問題的各種解決方法、結(jié)論的優(yōu)點和不足?！辈扇◎炞C性因子分析，驗證問卷為兩因子結(jié)構(gòu)，所保留的14道題目因子負荷均大于0.60。因子1“溝通合作能力”和因子2“學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力”的組合信度分別為0.88和0.86，平均方差抽取量分別為48.76%和49.83%，說明模型的內(nèi)在質(zhì)量較理想。

（四）統(tǒng)計分析

采取SPSS22.0和AMOS22.0軟件進行數(shù)據(jù)分析。采用驗證性因子分析檢驗是否存在共同方法偏差[12]，比較單因子至四因子共4個模型，結(jié)果表明，單因子模型的擬合指標(biāo)最差 （χ2/df=9.32，RMSEA=0.14，NFI=0.55，CFI=0.58，GFI=0.58），四因子模型的擬合指標(biāo)最好（χ2/df=2.76，RMSEA=0.06，NFI=0.87，CFI=0.91，GFI=0.89）。由此可見，四因子模型明顯比單因子模型擬合程度好，說明本研究中不存在嚴重的共同方法偏差。

三、研究結(jié)果

（一）教學(xué)效能與科研績效之間的相關(guān)

采用教學(xué)效能問卷7題得分均值作為教學(xué)效能指標(biāo)，科研績效4題得分均值作為科研績效指標(biāo)，同時分析它們與總體教學(xué)水平a39（單題）、總體科研水平a44（單題）的相關(guān)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教學(xué)效能與科研績效的皮爾遜相關(guān)系數(shù)在.31至.38之間，中位數(shù)為.35，所有相關(guān)系數(shù)均在.001水平上顯著?？傮w教學(xué)水平與教學(xué)效能（7題均值）的相關(guān)系數(shù)為.74，總體科研水平與科研績效（4題均值）的相關(guān)為.80，說明問卷有較好的構(gòu)想效度（見表1）。將教學(xué)效能和科研績效作為潛變量，采用結(jié)構(gòu)方程模型，發(fā)現(xiàn)從科研績效到教學(xué)效能，以及從教學(xué)效能到科研績效的路徑系數(shù)均為.35（p<.001），二者可相互解釋12%的變異，說明教學(xué)效能與科研績效之間是相關(guān)而非獨立的關(guān)系（回應(yīng)了問題1）。但是，相關(guān)關(guān)系并不能說明影響的方向，為了檢驗科研績效與教學(xué)效能之間究竟是單向還是雙向的影響，下面采用非遞歸模型進行檢驗。

（二）教學(xué)效能與科研績效之間的影響方向

采用非遞歸模型檢驗教學(xué)效能與科研績效之間的影響方向，設(shè)定兩個潛變量為雙向影響關(guān)系（模型M1）。為滿足模型擬合需求，參考Kline對模型設(shè)定的建議[13]，設(shè)定學(xué)術(shù)創(chuàng)新僅預(yù)測科研績效，溝通合作僅預(yù)測教學(xué)績效（模型M2的分析結(jié)果支持這種設(shè)定）。模型M1擬合指標(biāo)顯示，CMIN為576.84，df為268，CMIN/df為2.15，p=.000，CFI為.943，TLI為.936，GFI為.905，AGFI為.885，RMR小于.04，RMSEA為.05，上述指標(biāo)除卡方檢驗指標(biāo)不理想外，其它指標(biāo)均擬合良好。而卡方值因受樣本數(shù)和估計參數(shù)影響大，在模型判定時實質(zhì)幫助不大[14]。M1的標(biāo)準化路徑系數(shù)表明，科研績效到教學(xué)效能的標(biāo)準化路徑系數(shù)為.24（p<.001），說明科研績效對教學(xué)效能有顯著正向的預(yù)測作用，但是教學(xué)效能到科研績效的標(biāo)準化路徑系數(shù)僅為-.09（p=.303），沒有達到顯著水平（見圖1）。上述結(jié)果說明教學(xué)效能與科研績效之間是單向影響關(guān)系，即科研績效顯著正向影響教學(xué)效能而非相反（回應(yīng)了問題2）。

（三）教師勝任力與科研績效對教學(xué)效能的預(yù)測

由于科研績效與教學(xué)效能是單向遞歸關(guān)系（即科研績效影響教學(xué)績效而非相反），為進一步檢驗教師勝任力、科研績效對教學(xué)效能的預(yù)測作用，設(shè)定遞歸模型M2為學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力和溝通合作能力均可以預(yù)測科研績效和教學(xué)效能，科研績效到教學(xué)效能為單向預(yù)測。M2的擬合指標(biāo)顯示，CMIN為574.10，df為267，CMIN/df為2.15，p=.000，CFI為.943，TLI為.936，GFI為.906，AGFI為.886，RMR為.04，RMSEA為.05，上述指標(biāo)除卡方檢驗指標(biāo)不理想外，其它指標(biāo)均擬合良好。對M2的參數(shù)估計發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力對科研績效有顯著正向影響（β為.64，p<.001），但是對教學(xué)效能的影響不顯著（β為-.05，p=.475）；溝通合作能力對教學(xué)效能有顯著正向影響（β為.61，p<.001），但是對科研績效的影響不顯著（β為-.12，p=.059）；該結(jié)果支持了在M1非遞歸模型設(shè)定時，設(shè)定學(xué)術(shù)創(chuàng)新僅預(yù)測科研績效，溝通合作僅預(yù)測教學(xué)效能的合理性。

由于學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力到教學(xué)效能、溝通合作能力到科研績效的路徑系數(shù)都不顯著，為了進一步簡化模型，在M2的基礎(chǔ)上設(shè)定遞歸模型M3為學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力僅預(yù)測科研績效，溝通合作能力僅預(yù)測教學(xué)效能，并比較M3和M2在卡方擬合指標(biāo)上是否有顯著差異。χ2擬合指標(biāo)顯示，M3與M2沒有顯著差異（χ2變化值=3.97，df=2，p>.05），且模型M3的擬合指標(biāo)（CFI為.943，TLI為.936，GFI為.905，AGFI為.885，RMR為.042，RMSEA為.05）與M2幾乎相同，依據(jù)簡潔性原則，采用M3為最終的分析模型。

由圖2知，溝通合作能力和科研績效均能顯著正向預(yù)測教學(xué)效能，二者共可解釋教學(xué)效能變異的44%，相比而言，溝通合作能力對教學(xué)效能的影響更大（β為.58，p<.001），科研績效對教學(xué)效能的影響相對較?。é聻?18，p<.001）。學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力對科研績效有顯著正向影響（β為.55，p<.001），并通過對科研績效的影響間接影響教學(xué)效能，其對教學(xué)效能的標(biāo)準化總影響為.101。由此，問題3得到回應(yīng)，在預(yù)測教學(xué)效能上，溝通合作能力比科研績效的影響更大，學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力通過科研績效對教學(xué)效能產(chǎn)生間接影響。

（四）本科高校與高職（?？疲┰盒＝處熢谀Ｐ蚆3上的結(jié)構(gòu)系數(shù)比較

采用結(jié)構(gòu)模型群組比較，檢驗普通本科高校與高職（?？疲┰盒Ｔ谀Ｐ蚆3上的路徑系數(shù)是否相同，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在假定非限制模型為真的情況下，兩類高校的測量模型權(quán)重系數(shù)沒有顯著差異（CMIN=28.19，df=21，p=.135）。接著，在假設(shè)測量權(quán)重模型為真的情況下，兩類高校的結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)也沒有顯著差異（CMIN=7.00，df=3，p=.072）。進一步逐對檢查兩組結(jié)構(gòu)系數(shù)值是否存在顯著差異，發(fā)現(xiàn)交叉格統(tǒng)計量的絕對值均小于1.96（p都大于.05，見表2），說明兩類高校中，無論是教師科研績效對教學(xué)效能的影響，還是學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力對科研績效的影響，以及溝通合作能力對教學(xué)效能的影響均不存在顯著差異（回應(yīng)了問題4）。不過，從結(jié)果中也觀察到一種傾向，學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力對科研績效的影響以及科研績效對教學(xué)效能的影響，本科高校模型中的路徑系數(shù)要高于高職（?？疲┰盒＃ǚ謩e為.69對.50，.27對.14）；而溝通合作能力對教學(xué)效能的影響，高職（?？疲┰盒５穆窂较禂?shù)稍高于普通本科院校（分別為.58和.54）。

四、分析與討論

（一）關(guān)于教學(xué)效能與科研績效的測量

本研究選擇自我報告法測量教學(xué)效能和科研績效，共同方法偏差檢驗表明不存在嚴重的共同方法偏差，而且信效度分析表明，量表具有良好的構(gòu)想效度且內(nèi)在質(zhì)量比較理想，因此研究結(jié)果具有可信性。雖然許多學(xué)者批評用自我報告法測量績效會導(dǎo)致可能的偏差（例如暈輪效應(yīng)），從而使得自評變量之間產(chǎn)生積極的相關(guān)，但是對如何客觀真實測量教學(xué)效能與科研績效，從來都存在著爭議[15]。當(dāng)采用學(xué)生評教分數(shù)和量化的科研成果作為教師工作績效指標(biāo)，仍會面臨評價標(biāo)準選擇、計分和客觀真實性的問題。李寶斌和許曉東的研究發(fā)現(xiàn)，某些教學(xué)名師或優(yōu)秀教師的學(xué)生評教分數(shù)并不高[7]（P78）。Marsh和Hattie在研究中承認，他們以出版物的數(shù)量而非質(zhì)量對科研績效計分，會影響科研績效測量的準確性[6]（P628-629）。雖然有困難，未來研究應(yīng)繼續(xù)探究能夠更準確測量教師績效的方法，例如選擇迫選式自陳問卷以減少測量誤差。

（二）關(guān)于教學(xué)效能與科研績效之間的影響方向

本研究發(fā)現(xiàn)教學(xué)效能與科研績效的相關(guān)系數(shù)為0.35，證偽了兩變量相互獨立的假設(shè)，非遞歸結(jié)構(gòu)方程模型進一步證實，是科研績效影響教學(xué)效能而非相反。原因可能在于，科研對教學(xué)的促進要遠超過教學(xué)對科研的促進[16]，而且，教學(xué)對科研的促進有一個前提，就是教師在教學(xué)過程中愿意發(fā)現(xiàn)問題、進行知識創(chuàng)新而非照本宣科[4]（P241）。實質(zhì)上，當(dāng)教師從教學(xué)過程中發(fā)現(xiàn)研究問題，繼而深入探究，就已經(jīng)進入科研流程，其路徑是“在教學(xué)過程中發(fā)現(xiàn)問題—深入研究探索—而后對教學(xué)產(chǎn)生積極影響”。不難發(fā)現(xiàn)，科學(xué)研究在該路徑中扮演著實質(zhì)性角色，重復(fù)式教學(xué)是無法起到以科研為中介繼而對教學(xué)產(chǎn)生促進作用的。就科研對教學(xué)的具體影響而言，顧麗娜、陸根書、施伯琰的研究發(fā)現(xiàn)，在解決問題、促進教學(xué)及學(xué)科知識、關(guān)注學(xué)生、激勵學(xué)生和交互教學(xué)等方面，科研型教師比知識傳授型教師表現(xiàn)得更為卓越[9]（P26-27）。Coate等的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，“研究型教師教授的是學(xué)科，而非研究型教師只是教學(xué)生如何通過考試”[1]（P165-172）。英國高等教育撥款委員會指出，所有的大學(xué)教師都應(yīng)當(dāng)做學(xué)問，承認優(yōu)良的教學(xué)可能在沒有優(yōu)良研究的情況下發(fā)生，不等于承認優(yōu)良的教學(xué)不需要一定程度的學(xué)術(shù)成就[17]。科研與教學(xué)之間的影響方向啟示，要提升教學(xué)效能，高校教師應(yīng)注重科學(xué)研究，特別是當(dāng)博耶把學(xué)術(shù)研究的概念拓展至教學(xué)學(xué)術(shù)研究時[18]（P38），就更當(dāng)如此。

（三）關(guān)于教師勝任力與科研績效對教學(xué)效能的預(yù)測

本研究發(fā)現(xiàn)，溝通合作能力比科研績效對教師教學(xué)效能有更大的預(yù)測作用，前者標(biāo)準化路徑系數(shù)為.58，遠大于后者的.18，說明科研績效并非教學(xué)效能的首要決定因素，要提升教學(xué)效能還需要科研績效之外的條件，比如溝通合作能力。劉獻君、張俊超、吳洪富調(diào)查發(fā)現(xiàn)，教學(xué)與科研對教師能力的要求有所不同，“教學(xué)需要良好的溝通能力，科研需要坐冷板凳；科研憑的是興趣，教學(xué)需要的是責(zé)任感”[5]（P38）。Graham也闡述了科研與教學(xué)需要不同的能力，“一個成功的教師需要更加開放，關(guān)心學(xué)生，有同情心，有責(zé)任感，一個成功的科研人員則需要有專注追求真理的熱情、較強的忍耐力、自我激勵、自信等品質(zhì)特征”[19]。溝通合作能力與科研績效共可解釋教學(xué)效能變異的44%，尚有56%的變異是由其它因素引起，原因可能在于成就動機、責(zé)任感、同情心等都會影響教學(xué)效能，而這些變量不是本研究關(guān)心的重點。

本研究也發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力對教師教學(xué)效能的影響是間接而非直接的，學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力通過科研績效對教學(xué)效能產(chǎn)生顯著正向的影響。原因可能在于，如果教師的學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力僅停留在“潛在層面”（科研的潛力、創(chuàng)新的思想）而沒有轉(zhuǎn)化為“客觀外在成果”（會議報告、出版、發(fā)表），其學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力則很難被同行檢驗和證偽，教師對其創(chuàng)新想法的科學(xué)性與合理性缺乏自信，從而對教學(xué)的作用受到限制。在科研實踐中，從提出問題到搜集資料，從提出假設(shè)到調(diào)查實驗，從分析數(shù)據(jù)、撰寫論文到同行匿名評審，直至發(fā)表，是一個嚴謹完整的科研流程，只有將學(xué)術(shù)創(chuàng)新能力轉(zhuǎn)化為外顯的科研成果（可被傳播和評價）時，才能增強教師對研究成果的科學(xué)性的信心，從而更好地發(fā)揮研究對教學(xué)的促進作用。當(dāng)然，學(xué)術(shù)研究的內(nèi)涵早已不限于探索的學(xué)術(shù)，也包括教學(xué)的學(xué)術(shù)[18]（P32）。針對教學(xué)學(xué)術(shù)研究的內(nèi)容與評價，邢紅軍、張園園、陳清梅認為應(yīng)包括“學(xué)術(shù)活動”、“未發(fā)表的學(xué)術(shù)成果”和“發(fā)表的學(xué)術(shù)成果”三個方面?！皩W(xué)術(shù)活動”包括指導(dǎo)學(xué)生開展獨立的研究項目、開發(fā)新課程、考察高水平思維的試卷命題等?！拔窗l(fā)表的學(xué)術(shù)成果”包括向同行演講新教學(xué)手段、試驗新教學(xué)方法、開發(fā)新的學(xué)生評價方法等?！鞍l(fā)表的學(xué)術(shù)成果”包括公開出版或發(fā)表針對新的教學(xué)方法、評價方法、教學(xué)實驗的成果等[20]。

（四）關(guān)于普通本科高校與高職（?？疲┰盒＝處熢谀Ｐ徒Y(jié)構(gòu)系數(shù)上的比較

通過群組比較發(fā)現(xiàn)，本科高校與高職（?？疲┰盒＝處熢谀Ｐ蚆3的結(jié)構(gòu)系數(shù)上均不存在顯著差異，該結(jié)果提示模型M3中教師勝任力、科研績效與教學(xué)效能的關(guān)系可能反映了高等教育共性的規(guī)律，并不因?qū)W校類型的不同而變化。曹鳳提出，即使在高職高專院校，科研對教學(xué)仍有顯著的促進作用，表現(xiàn)在對學(xué)校學(xué)術(shù)氛圍、辦學(xué)條件、專業(yè)建設(shè)、教師學(xué)術(shù)水平和教學(xué)質(zhì)量的提高和促進上[21]。本研究發(fā)現(xiàn)在普通本科高校中，學(xué)術(shù)創(chuàng)新→科研績效、科研績效→教學(xué)效能的路徑系數(shù)大于高職（專科）院校對應(yīng)的路徑系數(shù)，可能與本研究中科研績效指標(biāo)是論文與著作，而高職（?？疲┰盒＝處煹目蒲锌冃Ц啾憩F(xiàn)為專利或技術(shù)創(chuàng)新有關(guān)，當(dāng)僅用論文和著作作為科研績效指標(biāo)時，可能會低估高職（?？疲┰盒＝處煂W(xué)術(shù)創(chuàng)新對科研績效，以及科研績效對教學(xué)效能的影響，是否如此尚需進一步研究證實。

五、結(jié)論

（一）高校教師教學(xué)與科研之間是相關(guān)而非獨立的關(guān)系（r=.35，p<.001），科研績效顯著正向影響教學(xué)效能，而非相反。

（二）對教師教學(xué)效能影響最大的是溝通合作能力（β=.58），其次是科研績效（β=.18），二者共可解釋教學(xué)效能變異的44%。普通高校與高職（專科）院校教師在結(jié)構(gòu)模型M3的路徑系數(shù)上沒有顯著差異。

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（責(zé)任編輯 黃建新）