職業壓力會影響我國高校教師的科研績效嗎
——來自元分析的證據

朱燕菲, 吳東照

(1. 安徽大學 高等教育研究所, 安徽 合肥 230031; 2. 南通大學 教育科學學院 江蘇 南通 226019)

一、問題提出

隨著我國高等教育進入普及化時代,人們對高等教育的需求轉變為接受更高質量的教育。在此背景下,高校教師作為一線實踐人員,其科研產出成為影響高等教育質量的關鍵要素。20世紀80年代開始,高等院校被新管理主義滲透,紛紛踐行“壓力提檔升級,催生科研績效”的線性發展邏輯,致使高校教師陷入學術發表、項目申請、教育教學、考核評聘等多重壓力的競逐狀態。一項基于13國以“變革中的學術職業”(Changing Academic Profession,CAP)為主題的調查顯示,我國香港地區教師周平均工作時長高達52.8小時,位列第一[1]。除了通過工作時長側面反映職業壓力,有學者基于國內40所高校1688名教師的調查發現教師在職業壓力5 級評分量表中的均分超過3.6,處于較高水平[2]。此外,我國高校教師職業壓力還呈現增長態勢。沈紅通過比較2007年和2014年“中國大學教師調查”數據發現,2014年我國教師工作投入周平均時長為45小時,比2007年調查結果增加了5小時之多[3]。

伴隨“壓力山大”“時不我待”“工作狂人”成為高校教師生存境遇的普遍寫照,學者們越來越關注日益增長的職業壓力對高校教師產出尤其是科研績效的影響。關于職業壓力與科研績效的關系,目前有抑制論、激發論、適度論和無關論四種理論觀點且均得到了不同定量研究的支持[4]。但這些研究受限于樣本數量、地域分布和測量工具等因素,存在結果參差不齊甚至矛盾對立的問題,導致職業壓力對高校教師科研績效的影響效果仍難以確定。元分析方法(Meta-analysis)的優勢就在于能夠科學地給出綜合性結論以解決研究結果爭議,并探索結果存在差異的原因[5]。因此,本研究為尋找“最佳證據”,有效地從既有量化研究文獻中梳理出一般性結論,將引入元分析循證方法探究高校教師職業壓力與科研績效的關系,厘清影響兩者之間關系的差異性因素,為完善高校教師職業發展環境、推進高校教師隊伍綜合改革提供參考依據。

二、文獻綜述

1. 高校教師職業壓力的界定與來源

伴隨新管理主義在全球的蔓延和人事管理、科研經費與薪酬分配等多項制度改革的沖擊,基于科研產出的學術競爭格局在象牙塔內逐漸形成,高校教師普遍處于時間加碼、壓力陡增的職業環境之中。壓力從社會心理學視角可理解為“個體所擁有的能力、稟賦、資源與外界組織環境(刺激)之間的互動關聯并作出的綜合反應”[6]?；诖?高校教師的職業壓力可視作其主觀意識到外界組織環境規定的工作要求超過自身能力范圍時所產生的系列身心綜合反應[7]?？梢?高校教師職業壓力的表現雖然是內向且主觀的,但主要來源于客觀的大學組織與制度環境。正如拉撒路(R.S.Lazarus)和?？寺?S.Folkman)認為的,壓力具有很強的背景約束性,難以擺脫其所在組織環境的影響[8]。

基于大學組織特性,高校教師職業壓力來源更加明顯地體現在人事聘任、管理模式、考核評價帶來的諸如任務、人際關系、角色等方面的變化。我國2014年一項涉及88所高校5 186個樣本的調查揭示,57%的高校教師認為科研任務壓力大,其中12%感覺嚴重超負荷,38%認為教學工作同樣繁重[9]。閻光才關注了滿足考核要求、獲得職務晉升、爭取學術認可等考核評聘、職業發展壓力對高校教師科研生產的持續性影響——集中表現為研究數量可見增長與高創新、長周期和有風險選題“無人問津”[10]。人際關系也是學界較為關注的壓力來源,李劍偉的研究支持了領導風格、同僚互動、學生管理等方面的人際關系壓力與科研產出間的關聯[11]。此外,受大學組織與制度變革的影響,高校教師群體傾向于將組織賦予的角色期待視為良性壓力并以內在驅動和自我施壓的方式提升科研效能[12]。因而本研究在分析職業壓力對高校教師科研績效總體影響的同時,還將關注高校組織環境中科研任務、教育教學、考核評聘、職業發展、人際關系、角色期待等具體壓力源的影響。

2. 高校教師科研績效的內涵與測量

在“雙一流”建設背景下,高校更加強調效率與產出,因而愈發關注教師的科研績效?？冃б话阒傅氖墙M織對于員工特定工作目標完成效果的衡量?？蒲锌冃?或產出)屬于績效中的任務績效(Task performance)[13]。學界關于科研績效的界定有三類:第一,支持結果觀的學者認為科研績效是個體從事科研活動及其相關工作取得的成績和效率[4]。此類界定主要基于泰勒時代的工作定額思想,從客觀事實角度測量個體對組織目標貢獻程度的高低[14]。第二,強調行為觀的學者提出科研績效是“與組織學術目標實現直接或間接相關的行為”,并且強調績效是“行為的同義詞,是能觀察得到的,而不是行為的后果或結果,是過程”[15]。第三,贊成能力動機觀的學者強調個體在從事對組織有貢獻行為時的能力或動機同樣不容忽視;當個體在工作時自主程度越高,能力和動機對績效影響越明顯[16]。

基于對科研績效的三種理解,學界主要采用結果導向和綜合導向兩種方式進行測量。其一,結果導向評價主要是組織對個體完成科研工作的結果進行考察。如美國國家教育統計中心(NCES)對全美教師科研績效的統計就是基于這一取向,通常需要計算前兩年教師出版著作和報告、發表書評和論文、參加講座的數量等指標[17]。我國大多高校的科研績效是計算發表論文數、申請項目數、科技成果獲獎數、出版著作數、知識產權數、技術轉移數等指標[18],尤以論文發表和引用情況為通行標準[19]。其二,綜合導向評價是融合結果、行為、動機、能力多元視角的評價方式。高校主要基于教師科研成果的質量和數量、科研態度、職業素養、發展潛力、科研工作產生的社會效益等多維指標進行考核,如“努力使科研成果具備良好的應用前景”“在科研條件差的情況下也能克服困難,堅持研究工作”等[20]?；趪鴥葘嵶C研究常用的測量方式,本研究將采用結果導向和綜合導向兩種測量方式分析科研績效。

3. 職業壓力與科研績效間關聯性的理論探討與實證支撐

目前學界對于職業壓力與績效間的關系形成了四種理論觀點:抑制論認為職業壓力與績效是對立沖突的;激發論認為職業壓力可以提升績效;適度論認為職業壓力與績效之間關系呈倒U形曲線;無關論強調職業壓力的變化不會影響績效波動。

抑制論和激發論都是基于認知評價(Transactional of stress)視角,認為個體對壓力認知評價的不同會對結果產生消極與積極兩種影響。抑制論強調無論壓力水平如何,只要對個體產生威脅感,就容易造成個體時間、精力無法貫注于當下任務從而被消耗[21]。雅可布(P.A.Jacobs)等學者基于13 所高校3 160名專職教學科研教師的調查數據表明壓力源和科研生產力間的負線性關系[22]。黃亞婷的研究證實職業壓力可以負向預測教師入職后3年的SCI、SSCI/A&HCI論文發表數量及H指數[23]。與之對立的激發論將職業壓力視為提升績效的積極“挑戰”。該理論認為,個體在較低水平壓力下不會面臨挑戰,在中等水平壓力下挑戰感被喚醒但表現平庸;而在高水平壓力的激發下,個體會經歷最佳挑戰、表現大幅度提升[24]。有學者基于對尼日利亞西南部技術學院電氣和電子專業185名教師的調研強調工作壓力越大,教學滿意度越低,績效卻越高[25]。付夢蕓等利用 12 省市高校教師數據支持了科研壓力對科研產出的驅動效應;科研壓力作為雀躍性壓力能夠激發教師挑戰科研目標,提升產出效益[26]。

還有一些研究支持適度論,其與激發論一樣贊成壓力是功能性的,但最佳點遵循倒U形曲線關系。換而言之,適度壓力使得個人動力得以激發的同時提升精力,從而獲得最佳表現[27]。威爾克(P.K.Wilke)團隊從1228份實證數據獲知高校教師在教學、科研等領域的壓力與科研生產力均呈倒U形曲線關系,體現出不同類型壓力影響績效方式的一致性[28]。劉睿等學者通過多層回歸分析揭示挑戰性壓力的平方對科研績效的回歸系數為正值,說明二者關系為倒U形曲線[29]。與上述理論假設均不同的是無關論,其認為個人與雇傭組織之間會共同遵守心理契約(Psychological contract)。員工作為理性人主要關心工作報酬而忽視阻礙工作表現的障礙。因此在高低強度兩種工作壓力下,個體表現近乎相同[30]。有學者調研得出由科研任務、教育教學、考核評聘、人際關系構成的職業壓力與工作績效相關性不顯著的結論[31]。

綜上所述,持不同理論視角的學者對職業壓力與科研績效關系看法各異,相關實證研究結論尚未達成共識,需對既往研究存在的分歧做進一步探究,從而為后續研究提供有力證據。

4. 職業壓力與科研績效關系的調節變量

參照既有的元分析文獻,職業壓力與科研績效關系的研究是調節變量選取的重要途徑[32]。已有元分析研究表明,研究結果的不一致會受到取樣地區、樣本數量、文獻發表時間等因素的影響[33]。鮑威等學者的研究揭示,以量化業績指標為基礎的科研評價機制導致了職業壓力不但無法推動高校教師學術生產效率的提高,反而更大程度抑制了學術研究熱情和職業認同感[34],由此推斷科研績效測量方式也是重要的調節變量。據此,本研究將分析下列四個變量在高校教師職業壓力與科研績效間的調節作用。

(1)調查地區

在調查地區方面,高校教師職業壓力與科研績效關系的研究結果尚未達成一致。一方面,有針對東部地區的調查認為高校教師職業壓力與科研績效呈負相關關系[35],也有研究持相反意見[26]。另一方面,在全國開展調研的研究缺少對東中西部不同區域的差異分析。為此本研究需要將調查地區作為調節變量,從宏觀視角分析地域因素在職業壓力與科研績效關系間的作用。

(2)樣本數量

樣本數量的增加有一定概率會導致效應量的減少[36]。參照以往學者核定標準,本研究將樣本量大于250的定義為大樣本,低于或等于250的定義為小樣本[37];以此分析相較于大樣本,在小樣本的研究中職業壓力對高校教師科研績效的預測作用是否更加顯著。

(3)科研績效測量方式

根據前列文獻綜述,國內學者對高校教師科研績效的測量主要分為結果導向與綜合導向。結果導向測量多采用論文發表數量(如SCI、SSCI、CSSCI、EI)、專著出版數量、申請國家級或省部級課題項目數量、橫向課題數量或經費等量化指標。綜合導向測量一般是涉及結果、行為、動力、能力等多維度指標?；诖?筆者認為有必要論證兩種測量方式對高校教師職業壓力與科研績效是否存在調節作用,進而為推進高校教師科研績效評價方式改革提供支撐。

(4)抽樣時間

伴隨教育改革進入深水期,教師職業壓力、科研績效與制度效應密不可分。職業壓力被視為制度環境作用下的一種心理表征同時也是制度執行效應的觀察指標;而各類績效評價直接受到宏觀政策“指揮棒”的影響。2018年1月,中共中央、國務院印發的《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》是新時代推動整體教師隊伍改革的綱領性文件,其中強調要“全面提高高等學校教師質量,建設一支高素質創新型的教師隊伍”。此后,《關于深化高等學校教師職稱制度改革的指導意見》《深化新時代教育評價改革總體方案》等文件相繼出臺,都旨在通過職稱、評價、人事等制度改革提升高校教師質量。相關政策的推行對完善教師隊伍評價體系、保障教師隊伍良性發展具有重要影響?？紤]到政策的實施和顯現需要一定周期,文獻發表時間存在偏差,故將文獻發表時間更新為元分析文獻(非本研究)的抽樣時間,即在2018年后抽樣的文獻被視為受到政策的影響,以此間接反映高校教師綜合改革的執行效能。

綜上,本研究采用元分析循證方法解答上述分歧,探究職業壓力對我國高校教師科研績效的影響,再進一步考察已有實證文獻特征,如院校特征(如抽樣高校所在地)、設計過程差異(如科研績效測量方式、樣本數量)、抽樣時間差異等因素的調節作用(見圖1)。本研究試圖回答如下問題:第一,對于高校教師群體而言,職業壓力會影響其科研績效嗎?如果會,是如何影響的?何種來源的壓力會對科研績效產生顯著作用?第二,職業壓力對我國高校教師科研績效的影響是否因取樣地區、樣本數量、科研績效測量方法、抽樣時間的差異而有所不同?

圖1 元分析總體框架圖

三、研究設計

元分析是“分析的分析”,是按照一定標準對某一領域內的文獻進行檢索和篩選,通過計算平均效應值(Effect size,ES)再對結果進行標準化處理后,借助加權平均得出一個綜合性結論,并利用一定的統計方法探討異質性的來源[38]。此方法具備兩大特征:一是合并同類結果來克服個別研究在樣本量較小、測量和抽樣誤差等隨機性因素造成的影響;二是以亞群體分析(Sub-group analysis)和元回歸分析(Meta-regression analysis)發現造成研究結果異質性的潛在因素[39]。

1. 文獻搜索與納入標準

首先,研究對象為我國高校教師群體,檢索包括中文數據庫和外文數據庫中的“中國高校教師”。中文采用中國知網期刊和碩博學位論文全文數據庫、萬方數據庫、維普中文期刊,英文采用的是Web of Science核心數據庫和EBSCO數據庫,檢索范圍為主題詞、關鍵詞或摘要。中文數據庫檢索時包含關鍵詞“壓力”“職業壓力”“工作壓力”“績效”“科研績效”“科研產出”“發表”“科研成果”“科研收獲”。英文數據庫檢索時需包含“stress”or“pressure”、“outcome”or“performance”and“college/university/high education teacher/tertiary in/from China”。其次,為避免遺漏,采取引文回溯法進行文獻補查,即通過閱讀文獻綜述和相關論文的參考文獻進一步追蹤潛在文獻。文獻檢索不設置起點時間,截止時間為2023年3月1日,并根據檢索到的文獻進行初步篩選。初篩標準包括研究對象是我國高等院校教師,不包括中小學教師、博士生及非高校的科研人員等;研究因變量為科研績效、產出、成果、收獲或者發表情況。通過篩查,本研究獲得相關主題文獻44篇,其中中文期刊論文30篇、中文碩博士論文9篇、英文期刊論文5篇。最后,納入元分析的文獻還需符合以下標準:(1)必須是量化研究;(2)文獻需報告可計算效應量的數據,如樣本量、r值、t檢驗值、F檢驗值等指標;(3)數據重復發表的論文只取其中一篇進行分析;(4)文章獲取信息完整,能獲取全文;(5)因變量必須是科研績效而非其他或者綜合績效。根據上述5個標準依次剔除不符合文獻3、11、3、2和4篇,最終納入文獻縮減為21篇,共計14 276個樣本。

2. 效應值計算

鑒于納入分析的文獻數量和效應值都存在差異,需要將效應量數據轉化為統一標準進行比較。文獻中因變量科研績效都為連續變量,且21篇納入文章大多提供了相關系數(r)或者可以轉化為r的相應數據,故本研究選取標準化相關系數作為效應量。計算過程如下,首先要將其他數據轉化為r,本研究收集的數據除了r就是標準化回歸系數(β),轉化依據彼特森(R.A.Peterson)提出的估算公式[40],具體計算見公式(1),當β非負值時,λ為1,反之為0。

r=β+0.05λ

(1)

其次,將r值進行費希爾Z(Fisher’s Z)轉化,得到效應值(Z)和標注誤(SE),具體計算見公式(2)和公式(3)。

(2)

(3)

3. 文獻編碼

為便于分析,本研究將作者、發表時間、抽樣時間、樣本數量、樣本特征、控制變量、研究方法、壓力來源、取樣地區、科研績效測量方法等作為編碼對象。抽樣時間上,2018年后發表的論文有7篇,其中有3篇文獻明確為2018年后采樣,4篇無法確定的不納入分析;樣本特征參照以往學者核定標準(250個樣本)形成大小樣本編碼;控制變量主要包括性別、年齡、學科、學校類型等變量;研究方法編碼為相關分析、回歸分析、結構方程模型。根據綜述,高校教師職業壓力來源分為科研任務、教育教學、考核評聘、職業發展、人際關系、角色期待六個亞型并進行編碼(簡稱為科研、教學、考核、職業、人際和角色,若是未具體區分的記為總體)。取樣地區分為東部、中西部,有研究在全國或未指明地區取樣的不納入分析,編碼為其他?；趪鴥葘蒲锌冃СＳ脺y量方法,編碼為結果或綜合。已納入文獻信息見表1所示,每篇文獻效應量1～4個不等,共計得到49個獨立效應量。隨后,兩位作者對21篇文獻49個特征值進行編碼,Cohen’s Kappa一致性系數為0.79,達到了0.70的統計學要求,說明特征值編碼有效。

表1 文獻基本情況

還需注意的是,分析結果質量無可避免地受到納入文獻質量的影響。因此,我們參照曾昭炳等學者采用的文獻質量評估方法,從納入文獻是否清楚地描述了研究設計、樣本特征、測量工具及測量過程四個方面對文獻質量逐一打分,賦值方法是把“不清楚”賦值為1,“比較清楚”賦值為2,“清楚”賦值為3[32]。納入文獻最高值為12,得分越高說明文獻質量越佳。對文獻質量的評分由兩位作者獨立進行,納入文獻得分范圍為6至11分,評分一致性為0.89,滿足分析需求。

基于此,本研究采用CMA 3.0(Comprehensive meta-analysis 3.0)軟件基于21篇有效文獻以科研績效為因變量,以職業壓力為自變量,以科研任務、教育教學、考核評聘、職業發展、人際關系、角色期待壓力為自變量分維度,以取樣地區、樣本數量、科研績效測量方式、抽樣時間為調節變量進行數據分析,通過發表偏倚檢驗、異質性檢驗、亞群組檢驗和元回歸分析方法揭示高校教師職業壓力與科研績效的關系。

四、研究過程

1. 發表偏倚檢驗

作為常見的系統誤差,發表偏倚(Publication bias)的產生一方面是由于有顯著統計學差異的研究比無顯著統計學差異的研究更容易發表,另一方面是未公開發表文章無法獲取,相關主題研究資料難以全面收集。發表偏倚會導致元分析計算出來的效應值虛假升高。因此,本研究采用漏斗圖(Funnel Plot)、失安全系數法(Fail-safe-Number,Nfs)和Egger’s檢驗方法對發表偏倚狀況進行檢驗。圖2是基于費希爾Z效應值計算出的漏斗圖,橫軸為效應值,縱軸為標準差。從圖中可以看出大部分研究相對集中在中線兩側均勻分布,說明納入文獻存在發表偏倚的概率較小。為進一步檢驗偏倚大小,采用失安全系數測算,臨界值為5K+10(K為納入文獻數量),系數越大表明分析結果對文獻并不敏感。本研究需要重新納入4 416篇未發表文獻才能推翻結論,遠遠大于臨界值115篇。同時Egger’s檢驗結果顯示t=0.702<1.96,P1=0.243>0.05,P2=0.486>0.05,故綜合研判得出本研究存在發表偏倚概率相對較小。

圖2 元分析漏斗圖

2. 異質性檢驗

鑒于各個獨立研究在被調查者、干預措施、測量方法等方面存在差異,需采用異質性檢驗檢查研究結果合并的可行性。當元分析存在異質性時,通常用隨機效應模型(Random effects model)來校正以此讓結果更加接近無偏估計。本研究采用Q值和I2統計量來檢驗差異是否存在及差異程度。其中Q值為效應量的標準化平方和,其值越大、P值越小,說明元分析的異質性越大。I2統計量能夠體現異質性部分占總效應量的比重,標準為當I2統計量在0到75%時適合采用固定模型分析,大于75%時建議使用隨機模型分析。從表2可知,Q值為1670.284且達到顯著水平(P<0.001);I2=92.129,遠大于75%的閾值,即本文觀察到92.129%的異質性是由效應值的真實差異導致的,7.871%的觀察變異是由隨機誤差所導致,因此隨機效應模型對本研究更加適恰。

表2 異質性檢驗表

3. 主效應檢驗

根據表2點估計值可知,職業壓力對我國高校教師科研績效的效應值為-0.118且具有統計學上的顯著性(P<0.01),95%的置信區間為(-0.187,-0.049)。根據利普西(M.W.Lipsey)等學者提出統計量原則,小于0.25為較弱相關,大于等于0.25為中度相關,大于等于0.4時為高度相關[41]?；谶@一標準,職業壓力對我國高校教師科研績效具有較弱程度的負向影響。

本研究還挖掘了科研任務、教育教學、考核評聘、職業發展、人際關系、角色期待分維度與我國高校教師科研績效的關系。從表3可以看出,考核評聘、職業發展壓力與科研績效的效應值分別為-0.281和-0.265,為中等程度的負相關且通過統計顯著性檢驗(P<0.05);人際關系壓力與科研績效的效應值為-0.090,呈現較弱程度負相關(P<0.05);其余壓力源與科研績效的效應值均未通過顯著性檢驗。由此可見,考核評聘和職業發展兩類壓力源對高校教師科研績效產生了較強的負面作用,需引起關注與重視。

表3 不同職業壓力對高校教師科研績效影響的元分析檢驗結果

4. 調節效應分析

由上述的異質性檢驗可知,各項研究的效應值之間均呈現高異質性,意味著可能存在顯著的調節變量。本研究采取亞群組檢驗和元回歸分析兩類方法探討異質性來源。

(1)亞群組檢驗

亞群組檢驗作為考察異質性來源的常用方法之一,主要是根據一定特征劃分亞組并通過Q檢驗確定各組之間是否存在顯著差異,以此形成該調節變量是不是異質性原因的基本判斷[42]。

從表4可知,基于東部、中西部調查地區文獻計算出來的效應值分別為-0.053和-0.086,但異質性檢驗結果不顯著(Q=0.265,P=0.607)。因此取樣地區對職業壓力與我國高校教師科研績效的關系沒有顯著影響。

表4 調節效應的元分析檢驗結果

基于不同樣本量的文獻計算出來的效應值分別為-0.128和-0.077,但異質性檢驗結果不顯著(Q=0.308,P=0.579),說明樣本數量并非導致已有研究產生差異的調節變量。

基于不同績效測量方法計算出來的效應值分別為-0.172和-0.006,異質性結果顯著(Q=5.171,P=0.023),說明績效測量方法可以調節職業壓力與高校教師科研績效的關系。具體而言,不同績效測量方法對職業壓力的影響程度存在差異;即若采用結果導向方式測量科研績效,二者的沖突效應更加顯著(P=0.001)。

基于不同研究抽樣時間計算出來的效應值分別為0.031和-0.140,異質性檢驗結果顯著(Q=4.576,P=0.032),說明抽樣時間對兩者關系有顯著的調節作用并且在影響方向和程度上均存在差異。具體而言,2018年高校教師改革相關政策出臺后,職業壓力對我國高校教師科研績效的影響由負向轉變為正向。值得注意的是,雖然2018年之后抽樣的文獻結果顯示職業壓力對我國高校教師科研績效的正向預測作用并不顯著(P=0.593>0.05),但考慮到政策執行效果顯示需要周期,影響方向與程度的差異依然值得關注。這在一定程度上表明高校教師隊伍綜合改革的實施與推進有助于削弱職業壓力對科研績效的負面影響。

(2)元回歸分析

本研究進一步采用元回歸分析方法分析調節變量,以便了解其與亞群組分析結果是否存在差異性。與亞群組分析不同的是,元回歸分析是通過建立回歸方程來反映單一或多元解釋變量與結果變量之間的關系,以此篩選出導致異質性的調節因素[43]。由表5可知,科研績效測量方法和抽樣時間兩個變量在高校教師職業壓力與科研績效關系的調節作用顯著,而取樣地區和樣本數量對二者的調節作用不顯著,與亞群組檢驗結果一致。

五、研究討論、對策建議及展望

1. 結論與討論

優質的高校教師隊伍是高校人才培養與科研創新的主體和依托。隨著外部社會和高校組織內部環境的變遷、高等教育向內涵式發展與質量提升方向的轉型,高等院校都希望借由競爭性的制度安排在增加教師職業壓力的同時激發學術探索與創新活力,從而提升科研生產績效。然而職業壓力是否能夠轉化為高校教師提升科研績效的動力,學界對此莫衷一是。在此背景下,本文采用元分析循證方法,基于21篇量化研究文獻的14 276個樣本對我國高校教師職業壓力與科研績效的關系進行探究,獲得了更有普遍性和代表性的結論。

第一,職業壓力與科研績效的對立沖突關系支持了抑制論假說。主效應檢驗確認了我國高校教師職業壓力與科研績效呈顯著負相關,說明高校教師職業壓力具有危急性壓力(distress)特質,與張珣、劉芳麗等學者的研究結果一樣支持抑制論[44,45]。根據認知評價理論,個體對外界環境刺激所產生的主觀認知,要比客觀事實對其行為判斷的影響更大;壓力需要經由“認知評價—應對策略—結果產出”系列過程方能發揮作用。顯而易見,我國高校教師對職業壓力產生了控制性認知(controlled cognition)和威脅性評估(threat appraisal)等負面評價[46]。這種評價傾向不僅無法對科研生產形成增值效應,相反會造成教師工作滿意度下降、學術熱情消退、精神高度緊張乃至退避和倦怠,反向制約科研活力和生產力。因此,高校教師如何看待日益增長的職業壓力是院校組織在制定相關競爭性制度安排時需要思考和審視的問題。

第二,考核評聘與職業發展是導致高校教師科研績效下滑的主要壓力源。前已述及,考核評聘和職業發展是對科研績效產生顯著抑制作用的兩大壓力源,與潘平的研究結果一致[47]。借由抑制論進一步分析可知,在眾多壓力源中,考核評聘和職業發展壓力使得高校教師感知到的控制程度相對較高,威脅生存和發展的程度相對較大,因而對科研績效的抑制作用達到了中等程度。具體而言,新管理主義在全球盛行并以學術聘任與職業晉升變革的典型方式滲透大學組織管理機制,呈現出過于強調規范性、標準化乃至量化管制的特征。從傳統穩定的“干部”身份管理到院校自主“崗位聘任”管理過渡,從引入“非升即走”教師流轉機制到推進“準聘—長聘制(終身教職)”改革,無不體現出新管理主義理念驅動下高校將教師聘用考核、晉升、職業發展等決策過程中嵌入學術錦標賽的排名機制[48]。多數高校還將學術工作逐步納入科層管理范疇,使得績效考核成為學術勞動的核心并與個人評聘、職業發展高度關聯。高校教師一旦沒有通過考核或無法在聘期內提升至更高職稱就要面臨被轉崗或清退的懲處。即使沒有受到上述懲處,資源分配受限、職業發展困難也在所難免?！安话l表就出局”“不晉升就下崗”“不發展就邊緣”的強烈憂慮和不安全感縈繞在他們的心頭,這種日益膨脹且負面消極的壓力感知會大大抑制科研績效。

第三,推進高?？蒲锌冃гu價及教師隊伍綜合改革是調節二者關系的重要抓手。調節效應檢驗發現科研績效測量方法和抽樣時間對高校教師職業壓力與科研績效的關系作用顯著。具體表現為采用結果導向方式測量科研績效,二者的沖突效應更為明顯。自2018年高校教師隊伍綜合改革多項文件推行以來,職業壓力與科研績效的關系由負轉正。那是因為,一方面,從大學到學科,從院系到教師,排行排序、結果導向、數量至上的科研績效評價似乎成為最上手的利器,某些高?；蛟合瞪踔習柚餍械臄祿夹g手段,不時提供業績可顯示度的提醒以便催生出更多的學術產品[49]。這種偏向結果導向的評價無疑將學術產出演變為一種剛性要求,將數量和速度簡單等同于質量與效能,如此不僅難以排除偶發或不可控因素對績效評價的影響,也容易滋生“注水”式發文、劣幣驅逐良幣等學術不端現象。長此以往,結果導向的科研績效評價在增加高校教師職業壓力的同時有悖于學術積累和科研教學工作的基本規律,從而阻礙優質學術成果的產出。

另一方面,高校教師隊伍綜合改革涉及的師德師風、評價體系、聘任與管理體制、晉升與薪酬體制、專業發展與培訓,與高校教師的科研績效關系密切。若干研究指出,學術評價制度、職務晉升制度、聘任制度、學術培訓制度是影響高校教師學術發展和產出的核心因素[23,50]。然而,一方面現下高校對教師師德師風重視程度不夠、缺乏科學自主考核機制、未能發揮師德師風在育人成才、科研創新等方面的外溢作用[51]。另一方面高校教師評價制度在機制、管理方式、評價導向、指標設計、評價方式及結果運用等方面均存在弊端[52]。此外,簡單粗暴、朝令夕改、干預過多的人事考評和薪酬管理及聘任制改革未能如預期的那樣顯著提升高校教師科研產出的“質”與“量”[34,53]。若該趨勢持續發展并強化,其負性效應將會是長期且代價昂貴的。因此,要想扭轉當下不利現狀、實現職業壓力與科研績效協同互促,必須大力推進高?？蒲锌冃гu價及教師隊伍綜合改革。

2. 對策建議與展望

基于上述討論,本研究從教師—院?！獓胰齻€層面提出轉變高校教師職業壓力與科研績效沖突關系的若干對策。

首先,教師需要重建積極的職業壓力觀,生發精熟導向應對策略。職業壓力與科研績效的負向關系啟示我們解決問題的關鍵不在于盲目降壓,而是如何將教師對壓力的控制性與威脅性認知轉變為具有驅動效應的雀躍性認知。治理的核心在于高校要還教師以學術自由和自治的空間,充分保護他們熱愛學術的“神圣火花”(sacred spark),讓其能夠“回歸初心”,按照學術生產自身的規律工作,生發精熟導向應對策略,保障科研產出的長效增長,維系高校薪火相傳的固有使命。

其次,院校要大力推行柔性考核管理制度,暢通高校教師的多元發展路徑。由上述分析可知,考核評聘與職業發展壓力給高校教師帶來了較為強烈負面感知的同時影響了科研生產力的提升,這與嵌入學術錦標賽性質的剛性管理制度與晉升發展路徑密切相關。因此,高等院校一方面需充分考慮學術工作的連續性、挑戰性、創造性等特點,設置具有彈性的考核周期、多元化的考核內容與方式,柔性推行“非升即走”等人事管理制度,逐步建立“非升即走、非升即轉”人員的有序流動機制。另一方面,高?？赏ㄟ^暢通高校教師晉升與發展的多元路徑來為其營造更為寬松和自由的氛圍,緩釋職業發展壓力的負面沖擊。具體而言,高校要不斷完善分類評價,為教學為主型、科研為主型、教學科研型的不同教師群體實施有針對性的管理與評價標準,并在教學、科研、社會服務等不同發展向度上給予充分支持,增強關懷意識,使其能在開放、共享、合作、進取的工作場域中獲得長足發展。

最后,國家要督促高校完善綜合導向的科研績效評價,真正落實高校教師隊伍綜合改革。一方面,國家要不斷推動高?？蒲锌冃гu價從以量取勝的結果導向向質量協同的綜合導向轉變。因此,國家需督促局限于統計學術論文、課題申請、著作出版等科研成果“數字”的高校進行整改;同時鼓勵各高校完善綜合導向的科研績效評價指標體系,逐步納入高校教師科研成果的社會效益以及職業素養、發展潛力、專業道德等質性標準。另一方面,國家要加大高校教師隊伍綜合改革實施力度和范圍,強化過程監督,更加突出對師德師風、教育教學業績、學科發展貢獻、社會服務等方面的關注。只有國家政策明確地指導、有力地執行,才能讓高等院校產生深入教師隊伍改革的不竭動力,也才有希望實現高校教師隊伍有序良性發展的同時推動科研績效的顯著持續增長。

值得關注的是,本研究還存在如下不足及可改進之處:首先,受限于滿足元分析實證研究的內容限制,其他諸如教師人口學變量(如年齡、職稱、性別等)、院校背景特征(如是否為雙一流高校)等潛在調節變量未來可進一步驗證。其次,文獻限定在中文文獻及外文期刊中以中國高校教師為研究對象的文獻,雖采用二次檢索、引文回溯法反復確認,依然難免會漏掉部分重要文獻,可能會對研究結果產生影響。最后,本研究僅基于我國高校教師的研究現狀進行分析,未來研究中擬考慮融入外文文獻,進一步考察不同文化、制度與組織環境背景下高校教師職業壓力與科研績效關系的異同,以便獲得更加全面的理性認識和實踐參照。