王 超，翁世洲

（廣西民族師范學院 經(jīng)濟與管理學院，廣西 崇左 532200）

高校教師工作量的多少，直接影響著教師的切身利益。自高校實行績效改革之后，學校根據(jù)實際情況對教師每年的任務內工作量制定標準。對于教學壓力較大的新晉應用型本科高校來說，該標準過低會影響教學的正常運行，過高則擠占教師的科研時間，直接影響教師的教學水平、職稱評定及服務社會的能力。近年來，與教師科研產出相關的研究逐漸豐富。圍繞教師科研產出的研究，主要集中在科研產出的影響因素及其框架的分析[1-4]38-44+50，15-19，125-126，14-20。部分學者從更加微觀的角度，如高層次人才[5]84-90+98，科研團隊[6-7]129-137，4-14、組織氣氛[8]41-49等方面研究了其對教師科研產出的影響。通過總結已有研究，影響教師科研產出的因素是多方面的，除了學科差異，科研激勵、團隊建設、實驗室平臺等外部因素，還有先賦性因素（性別、年齡、職稱、學歷等）和內驅因素（科研經(jīng)歷、時間投入、科研信心等）。

然而，如今已有的研究大部分停留在定性分析和理論直覺的認識層面，缺乏具體的微觀實證分析。本文從“時間供給”這個微觀視角，將教師主要工作量分為課堂教學和非課堂教學，選取廣西民族師范學院經(jīng)濟與管理學院2019年的數(shù)據(jù)，具體分析教師課堂及非課堂教學對科研產出的不同影響。

一、變量的選取及模型的設定

（一）變量的選取

1.科研產出指標變量的選取。關于科研研究的成果，主要是從數(shù)量和質量兩個角度去衡量。數(shù)量是指學術論文、著作和教材、科研項目等的個數(shù)；而質量是將上述成果分級別轉換為相應的科研分，用總科研分來衡量科研產出。若從數(shù)量角度衡量，指標數(shù)據(jù)相對較小，且差異性不夠，無法區(qū)別不同級別的科研成果。因此本文采用質量指標，選取廣西民族師范學院經(jīng)濟與管理學院2019年的科研、教研總分值作為衡量教師科研產出的變量。

2.課堂、非課堂教學工作量的選取。課堂、非課堂教學工作量的衡量指標一般都比較直接，以學校教務處最終核定的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為準。本文選取2019年由教務處核算的教師全年課堂及非課堂教學按小節(jié)計算的工作量為教師課堂、非課堂教學工作量的核算依據(jù)。

3.控制變量的選取。除了上述被解釋變量及主要的解釋變量，本文根據(jù)已有研究成果梳理出的影響科研產出的先賦和內驅因素，將年齡、職稱、是否為行政、性別、進校工作時間作為回歸模型的控制變量，以使最終得到的結果更加科學穩(wěn)健。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（二）變量的描述性統(tǒng)計

從表1中變量的描述性統(tǒng)計來看，被解釋變量科研產出與解釋變量課堂教學工作量、非課堂教學工作量的平均值差距較大，與教師工作量和科研產出不均衡的現(xiàn)象相符合。將主要解釋變量與被解釋變量作相關關系圖（見圖1）。

圖1 課堂、非課堂工作量和科研產出關系圖

從圖1中可以看出，科研產出與課堂教學工作量、非課堂教學工作量分別呈現(xiàn)負向和正向關系，與理論直覺相符合，為下文的實證分析做先驗性支撐。

（三）回歸模型的設定

根據(jù)被解釋變量、解釋變量和控制變量，設定回歸模型如下：

Ach_Sci=β0+β1×Cla+β2×Non_cla+β3×Title+β4×If_Adm+β5×Sex+β6×Age+β7×Enter_time

本文的主要關注為β1和β2系數(shù)的正負以及顯著性。

對于截面數(shù)據(jù)回歸模型，要檢驗模型是否存在異方差和多重共線性，以便得到有效的估計量。首先，通過懷特檢驗對模型進行異方差檢驗得到，White檢驗值Prob ＞ chi2=0.6782，不拒絕原模型中不存在異方差的假設，故模型不存在異方差問題，進一步采用VIF值對模型進行多重共線性檢驗，得到：

表2 模型VIF值

從表2中可以看出，模型各變量VIF均值為2.08，小于5，最大值為3.18，小于10，故模型不存在異方差。模型通過異方差及多重共線性檢驗，回歸模型不存在異方差和多重共線性問題，可采用普通最小二乘法對模型進行實證分析。

二、教師課堂、非課堂工作量對科研產出影響的實證結果

為了使結果更加穩(wěn)健和有對比性，本文分別匯報了沒有加入控制變量（模型1）和加入了控制變量（模型2）的實證結果。運用STATA15.0，采用普通最小二乘法對模型1和模型2進行回歸，得到實證結果，見表3。

表3 實證分析結果表

（一）課堂、非課堂教學工作量對教師科研產出影響的實證結果

從表3模型1和模型2的實證結果可以看出，課堂教學工作量在5%的顯著性水平上，對教師科研產出有顯著的負面影響，且每增加一個課堂教學課時，會使科研產出下降0.252分；而非課堂教學工作量在5%的顯著性水平上，對教師科研產出有顯著的正向影響，且每增加一個非課堂教學課時，教師科研成果產出上升0.382分?？梢娬n堂和非課堂教學對教師的科研產出分別呈現(xiàn)出“擠占”和“促進”的相反效應。模型1的回歸結果與模型2一致，只有微弱的差異，證明了實證結果的穩(wěn)健性。

（二）控制變量對教師科研產出影響的實證結果

從模型2的回歸結果可以得到，性別對教師科研產出的影響非常顯著（在1%的顯著性水平上顯著），且男性平均科研產出要比女性的科研產出高出72.42分?？梢娍蒲挟a出的“性別”效應現(xiàn)象非常突出。

職稱、進校時間對科研成果有正向的促進作用，符合理論直覺，但作用不顯著，說明教師科研產出的“職稱”效應和“時間”效應并不突出。其原因可能是數(shù)據(jù)中高級職稱教師較少，大部分為“講師”和“未定級”。因為主客觀原因，在科研上的時間積累并沒有得到很好的保證。若教師有行政職位，對科研產出也有正向的促進作用，符合理論直覺，但作用不顯著。這說明教師科研的“去行政化”政策有一定的效果，但作用還沒有很明顯。在控制了職稱等影響因素后，年齡對科研成果具有負向影響，但作用不顯著。原因可能是，隨著年齡的增長，部分教師對科研的興趣逐漸減少，但這種現(xiàn)象并不突出。

三、結論與建議

（一）規(guī)范課堂教學工作量，加強非課堂教學工作量，提高教師自身科研產出

課堂教學工作量及非課堂教學工作量對教師科研產出的影響呈現(xiàn)“擠占”和“促進”的相反作用。因此在課堂教學方面，應通過優(yōu)化專業(yè)人才培養(yǎng)方案、規(guī)范和均衡各教師的課堂教學工作量等措施，鼓勵教師“少上課、上金課”，以減少對科研工作時間的擠占，增加對科研工作的時間投入；在非課堂教學方面，應當進一步鼓勵教師安排時間指導學生參加學科競賽、大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽等，增加自身對非課堂教學工作的投入，最終提高自身的科研產出。

（二）適當提高教學工作量報酬，降低非課堂教學工作量報酬

課堂教學對科研產出具有顯著的“擠占”效應，教師科研產出直接影響著教師職稱評審、科研績效等切身利益，若因為客觀原因導致教師課堂教學工作量過高的，可以適當提高課堂教學工作量報酬。而非課堂教學對教師科研產出具有顯著的“促進”效應，其報酬在科研績效中已經(jīng)體現(xiàn)，因此可適當降低非課堂教學工作量報酬。2019年數(shù)據(jù)測算表明，每增加一個課堂教學課時，會使科研產出下降0.252分，每增加一個非課堂教學課時，會提高科研產出0.382分，2019年每1科研分的績效獎勵是28.6元。因此參考實際計算結果，每小節(jié)課堂教學工作量報酬可提高約7.2元，每小節(jié)非課堂教學工作量報酬降低約10.9元，在總額績效不變的基礎上，可將非課堂教學工作量報酬調整到課堂教學工作量報酬上。

（三）需要更加關注女性教師的科研工作

據(jù)測算結果可知，與男性教師相比，女性教師的平均科研產出較低，且這種“性別”效應特別明顯。由于女性教師比例相對較高，且女性教師有特殊的家庭責任，因此學校在科研評價以及科研績效方案制訂中，可以適當增加關注女性教師科研工作的績效激勵措施。

（四）做好“以高帶低”“以老帶新”的科研團隊建設工作

“職稱”效應、“時間”效應、“年齡”效應的不顯著，從側面反映出科研團隊建設的不合理，尚未形成“以高帶低”“以老帶新”的科研傳承機制。所以需要建設以高職稱帶低職稱、以老教師帶新教師的科研團隊指導機制，按專業(yè)和方向形成科研小組，形成“由上至下”的縱向培養(yǎng)機制、“方向對方向，專業(yè)到專業(yè)”的橫向交叉小組機制，從整體上提高教師的科研產出。

（五）做好科研成果評價的去行政化工作

科研產出的“行政”效應并不顯著，反映了科研項目申請和評價的去行政化工作收到了一定的成效。但從系數(shù)來看，有行政職位相對于沒有行政職位的平均科研產出多11.21分，這種差距依然比較大，據(jù)此需要進一步優(yōu)化科研成果評價的“去行政化”工作，真正做到由民主化的“科研指導小組”來進行“學術管科研”的科研評價機制。