社會資本分布失衡對弱勢教師群體教研績效的影響

劉旭 羅煒 張之嫻

摘 要： 社會資本分布失衡是指個體或群體在進行相應的社會活動中，社會資本存量與攝取在社會網絡、社團網絡、攝取路徑上存在較大差異。基于對1 248名中小學教師社會資本的調查數據分析發現，中小學教師群體整體偏弱勢，鄉村學校和普通薄弱學校教師更明顯；進一步進行相關分析和回歸分析發現，“三無”教師（無正式編制、無行政職務、無學術職務）和“三低”教師（低學歷、低職稱、低學科地位）參加的社會團體更少，網絡密度不強，業緣缺乏，攝取路徑不暢通，獲得的教研績效不高，但在社會資本作用下弱勢和優勢可以相互轉化，且社會資本只有在人力資本發揮作用時才會對教研績效產生影響。在新時代教研工作要求下，應通過研訓一體化培訓課程設置，擴大弱勢教師群體社會資本數量和規模，改善社會資本結構，拓展社會資本路徑，提升社會資本位置等策略，促進社會資本對弱勢教師群體教研績效的正向影響。

關鍵詞： 社會資本；分布失衡；弱勢教師群體；教研績效；負向影響

中圖分類號： G521

文獻標識碼： A ?文章編號： 1674-7615（2023）05-0086-14

DOI： 10-15958/j-cnki-jywhlt-2023-05-010

當前，中小學教師群體中一些個體以及小群體弱勢現象仍然顯在[1]54-56。弱勢教師群體是一個相對的概念，主要是指不管出于何種原因（主觀、客觀、個體、集體）導致的社會資本占有量處于劣勢地位的教師群體，如女性、低學歷、低職稱、無職務、非主科、身處鄉村或城鎮薄弱學校的教師[2]。 有學者研究發現，這部分教師普遍“身份認同感低”[3]，“職業倦怠感強”[4]，教研主體間的社會網絡、社團網絡互動缺失，網絡攝取途徑、方式單一，教研意愿不強，教研成果低端化[5]。

面對我國發展不平衡現狀，習近平提出了“共享發展”新理念[6]。2019年11月，教育部發布《關于加強和改進新時代基礎教育教研工作的意見》（教基〔2019〕14號），指出教研工作是保障基礎教育質量的重要支撐[7]，教研工作的成效即教研績效是教師素質和教研能力的重要體現。社會資本理論認為，社會關系是一種社會資本[8]，與物質資本和人力資本相并存[9]。相較于弱勢教師群體社會資源與社會關系存量不足對其“利益獲得、組織參與和人際溝通”[10]的教研影響，優勢教師群體更能積極主動地利用自身擁有的社會資本，采取多種方式和路徑促進群體之間的人際交流與社會支持，從而獲得更多的社會資源，產生更高的工作效能[11]，提高自身專業素質和教研效果[12]。從這一意義上，本研究將借鑒社會資本理論，從擁有的社會資本和使用的社會資本兩個角度，構建整體關聯的社會資本和人口變項問卷結構，分析中小學教師社會資本調查數據，驗證弱勢教師群體與擁有和使用的社會資本相關關系，以及社會資本對教研績效的影響程度，為弱勢教師群體“共享教研發展”提供合理化建議。

一、研究設計與假設

（一）分析框架

基于前文分析的現實困境與政策、理論背景，本文主要關心4個研究問題：中小學教師群體社會資本呈現怎樣的現狀？弱勢教師群體人口變項與社會資本之間的相關關系如何？弱勢教師群體與社會資本的哪些因素在何種程度上影響了教研績效的獲得？在新時代基礎教育教研發展大背景下，又應如何提升弱勢教師群體的社會資本，實現弱勢教師群體職業生涯發展和人生際遇的拓展？本文擬對這些問題進行實證分析，分析框架如圖1所示。

（二）變量設計

本研究問卷編制通過閱讀國內外文獻探索概念內涵，廣泛參考國內外學者的相關調查工具和研究成果，吸取劉泓[13]等學者優點并加以改進，在預調研數據基礎上進行了修改，正式調查問卷分為問題和基本信息兩部分。

問題部分將社會資本測量的主要指標集中在擁有的社會資本和使用的社會資本兩大項。對各維度及觀測點用7級李克特量表進行測量，從1到7分別表示“幾乎沒有”“很少”“較少”“一般”“較多”“很多”“幾乎全部”。由于社會資本測量的指標確定和觀測點的選擇是一項繁瑣而復雜的工程，研究者將之整理成簡易識別的表格，結構模式如表1所示。

個人信息部分是人口統計學變量，可據此分析自變量社會資本和因變量教研績效獲得在該變量上所體現的差異，依次判斷弱勢教師群體的特征。

（三）研究假設

在上述4個研究問題的導向下，貫穿于本研究內容的基本假設是，人口變項及其社會資本存量會影響弱勢教師群體中最重要方面教研績效的獲得。林南等認為，社會資本鑲嵌于社會網絡結構中，僅僅擁有遠遠不夠，還必須拿來使用。由此可形成以下假設：

假設1 （H1）：中小學教師群體社會資本整體偏弱勢，鄉村和普通薄弱學校教師更明顯。

假設1（H1a）：人口變項各維度與社會資本存在一定相關性，擁有和使用的社會資本及其各維度在人口變項上的分布存在顯著差異。

假設1（H1b）：身處不同類型和層次學校的教師社會資本及對教研績效作用存在顯著差異性。

格蘭諾維特和林南都認為，異質性網絡也就是弱關系網絡更能帶來豐富的社會資本，網絡資源越豐富，獲得教研信息和項目的機會越大，從而影響教研績效。但對弱勢群體教師而言，坐班制和繁重的日常工作占據了大部分時間，加上低收入、低身份認同感，如果僅注重網絡數量和規模，網絡頂端不高和過于頻繁的低端交往反而會帶來負向影響。由此提出以下假設：

假設2（H2）：社會資本對弱勢教師群體 有正、負兩方面顯著影響。

假設2（H2a）：交往密度、社團網絡、業緣、攝取路徑等對其教研績效有較顯著正向影響。

假設2（H2b）：社區網絡對弱勢教師群體教研績效有顯著負向影響。

科爾曼、林南和邊燕杰等學者的研究顯示，個體社會資本存量的大小與其所擁有的團體數量密切相關，也與個體在團體中的位置緊密相連。弱勢教師群體最直接有效的社會網絡就是參加各種社團或組織，社會資本不是越用越少，越用越枯竭，而是越用越多，具有“滾雪球”效應。而這種攝取和使用又與交往圈子、攝取路徑等有密切關系，但對弱勢教師群體而言，教育科研屬于職場中錦上添花的工作，加上整個群體自我身份認同感低，職業倦怠感強，個性內斂，他們還沒有充分意識到投資社會資本可以改變人口變項帶來的教研績效差異。由此得出假設3：

假設3（H3）：弱勢教師群體人口變項在社會資本作用下對教研績效的影響有顯著變化。

假設3（H3a）：社會資本只有在人力資本發揮作用時才對教研績效起作用。

假設3（H3b）：擁有的社會資本比使用的社會資本對教研績效的影響更顯著。

二、數據處理和信效度檢驗

（一）數據收集

本研究選取樣本的參照指標有學校類別、地區分布及教師身份三大類，對研究對象起到了基本的分層作用。采取不等比例分層隨機抽樣方法，同時盡可能考慮所選樣本的地區代表性，樣本對象來自湖南、山西、四川、甘肅、安徽等多個地區。發放問卷1 600份，回收到有效問卷1 248份，有效回收率78%。

調查表以問卷星鏈接發放到各級教研員所在的學科群或各省、自治區、直轄市學科骨干教師群中。鑒于部分被調查者可能存在應付思想，要求委托人在恰當的時候與他們通過電話交流溝通，特別是3位出版界熱心人士的電話和教研員的督促保證了教師填寫問卷的質量。通過數據整理，將填寫問卷時間不充足、填寫內容不完整或不符合要求的予以剔除。

（二）變量測量和數據分析

其一，自變量的測量。本研究的自變量包括中小學教師的人口變項因素自變量和社會資本因素自變量，人口變項因素的自變量因子為中小學教師的學歷、職稱、職務等，社會資本因素的自變量因子如表1所示。

其二，因變量的測量。本研究中的因變量是教研績效。在管理學中，績效通常指與組織目標有關的工作結果與工作過程的統一體[14]，主要包含行為、產出和結果3個要素[15]69。本文所稱教研績效，是指中小學教師教育教學研究或教學行為中產生的教研成果。劉國權將高校教師科研績效產出的考察指標確定為課題數、專著、論文、經費4項［15］ 123-146，為本研究制訂中小學教師教研績效考察指標確立了參考依據。但與高校教師不同的是，把中小學教師所授優質課作為教研產出的重要指標，而課題經費一項不作為考察指標之一。

其三，數據分析。將調查所得1 248份問卷數據錄入SPSS 24.0統計軟件包進行處理和統計分析。

（三）樣本的效度和可靠性

先通過因素分析得到問卷整體KMO值為0.957，表明問卷各個題項間的相關程度無太多差異，數據適合作因子分析。Bartlett球形檢驗卡方值為60 171.874，自由度為1 653，檢驗結果達到了顯著水平（ P <0-001），表明問卷各題項之間并非獨立，有共享因素的可能，進行因素分析是合理的；再采用主成分分析法抽取因子，選擇方法為方差極大值正交旋轉，數據分析結果如表2。分問卷的KMO值分別為0.821和0.812，均大 于0-7，Bartlett的檢驗結果達到了顯著水平（ P <0-001），表明分問卷均達到了作因子分析的要求。根據λ>1原則，對分問卷分別提取2～3個公因子，總解釋率分別是70-485%和70.472%，累積變異解釋率達72.449%；通過使用α系數進行問卷的內部一致性和可靠性分析，分問卷1的α系數為0.790，分問卷2為0.781，整體問卷的α系數為0.970，均大于0-7。

三、結果與分析

（一）描述性統計

1.社會資本總體狀況

7分制李克特量表評分體系使得社會資本總量表和不同題項數目分量表的理論范圍指數分別為29～203、4～28、5～35、6～42、5～35、4～28，中位數分別為116、16、20、24、20、16。由表2可知，實際的社會資本總量是106.84±25.32，中位數108明顯低于理論值，說明中小學教師擁有中低水平的社會資本。由此發現，中小學教師擁有中高水平網絡密度和業緣上的社會資本，以及中低水平社區網絡、社團網絡、攝取路徑上的社會資本，初步驗證假設1（H1）。

2.人口變項上的社會資本分布狀況

如表3所示，在對比城區學校教師和鄉村學校教師、省級示范學校教師和普通學校教師參與的社會團體數量中，城區學校教師參與1～2個、3～4個、5個及以上社會團體或組織的百分比分別為42-7%、4-5%、1-0%，鄉村學校教師則分別為36-9%、2-2%、0-6%；省級示范學校教師參與社會團體數量同類值對應百分比分別為46-6%、7-3%、1-2%，普通學校教師則分別為39-7%、3-1%、0-8%。由此可見，從總體上看，城區學校教師、省級示范學校教師參與社會團體數量分別高于鄉村學校教師、普通學校教師，近2/3的鄉村學校教師和普通學校教師沒有參與社會團體或組織。

在對比不同職稱教師參與的社會團體數量中，正高級職稱教師比例最高，為100%，參與團體1～2個；超半數的初級職稱教師和超2/3的無職稱教師沒有參與社會團體。在對比不同學歷教師參與的社會團體數量中，博士研究生學歷教師比例最高，為100%，參與1～2個；超半數的專科學歷以下教師參與了社會團體。在對比不同行政職務教師參與社會團體數量中，校級領導比例最高，為68-4%；中層干部中有5-5%的人參與社會團體數量超過3個，而普通教師在同類值上的比例僅為3.9%。

從以上分析可以看出：第一，學校層次和類型不同，教師的社會參與也不同，有2/3的鄉村學校教師、普通學校教師沒有參與任何社會團體；第二，學歷、職稱與參與社會團體數量和比例沒有顯著關聯，可能的原因是較高學歷和較高職稱教師更看重團體級別及其在團體中的位置；第三，行政職務越高的教師參與社團越多，無行政職務、無職稱教師很少參與社團或組織。

3.人口變項上的教研績效分布狀況

以課題績效為例。如表4所示，在學校類型中，城區學校教師參與省級及以上課題377個，人均0.41個，52.0%的城區學校教師沒有參與任何級別的課題；鄉村學校教師人均參與省級及以上課題0.2個，69.5%的鄉村學校教師沒有參與任何課題。在所處學校層次中，省級示范學校教師參與省級及以上課題項數為139個，人均0-56個，有44.1%沒有參與任何級別的課題；普通學校教師人均參與省級及以上課題0.30個，有59.5%沒有參與任何級別課題。城區學校教師和省級示范學校教師參與課題率高于鄉村學校教師及普通學校教師，相差比率約2倍，而沒有參與任何課題的教師中，鄉村學校教師和普通學校教師比例明顯偏高。

在不同職稱中，正高級教師參與省級及以上課題人均數量最多（1.33項/人），無職稱教師最少（0.10項/人）。在沒有參與課題的教師中，比例最高為無職稱教師（79-6%），無正高級教師。可見，職稱高低與參與課題數量成正比，與沒參與課題成反比。在不同學歷中，博士研究生學歷教師參與省級及以上課題人均數量最多（2項/人），其次為大專學歷以下教師（0.6項/人），其他依次為碩士（0-44項/人）、本科（0.35項/人）、大專（0-26項/人），整體呈U形結構；沒有參與任何級別課題的教師比例依次為專科（62-2%）、本科（57.1%）、碩士（49-3%）、大專以下（33-3%）、博士（0），整體呈倒U形結構。在職務方面，校級領導參與省級及以上課題人均數量最多（1.47項/人），最少為普通教師（0.29項/人）；而沒有參與課題比例最高的為普通教師（63.8%），校級領導最低（10.5%）。

從以上分析可以看出：第一，學校層次和類型不同，教師獲得的教研績效也不同。鄉村學校教師、普通學校教師教研績效的數量和級別明顯低于城區學校教師和省級示范學校教師。第二，學歷低并不代表獲得教研績效的數量和級別就低。可能的原因是：在一些邊遠鄉村學校或城鎮薄弱學校還有一批老教師是當年的中等師范生，由于各種緣由，他們沒有機會提升自身學歷，但他們愛崗敬業，能力強，相較于一些較高學歷的年輕教師，其教研績效可能更高。第三，職務、職稱越高的教師，教研績效越高，無行政職務、無職稱的教師教研績效較低。

（二）差異分析

1.不同學校層次弱勢教師群體對社會資本的方差分析

表5顯示，不同層次教師社會資本存在顯著差異，其中普通學校弱勢教師群體所掌握的社會資本要比省級示范學校的教師少，進一步驗證了假設1（H1）。

2.不同類型學校弱勢教師群體社會資本對教研績效的方差分析

表6顯示，不同類型學校中小學教師社會資本對教研績效存在顯著性差異，其中鄉村學校中小學教師所獲得的教研績效比城區學校的教師少，進一步驗證了假設1（H1b）。

（三）相關分析

1.人口變項各因素間具有不同程度和方向的顯著相關性

對人口變項各因素與其社會資本和教研績效進行Pearson相關分析，結果見表7。從表7中可以看出，學校層次與學校類型、職業身份、學術身份、性別等顯著正相關（ r >0， P <0.01）；所屬學科教師與學校類型和層次、職業身份與副科教師、職稱與學校層次、職務與職業身份、學術職務與學歷等顯著負相關（ r <0， P <0.01），除所屬學科外均與總體績效存在顯著相關性。從表7下半部分可知，擁有和使用的社會資本與教研績效顯著正相關；學校層次、所屬學科、職業身份和職務等人口變項各維度與擁有和使用的社會資本之間存在顯著相關性；除所屬學科外，人口變項各因素與教研績效均存在顯著相關性，假設1（H1a）部分得到驗證。

從表7不難看出，人口變項各維度與社會資本和教研績效之間并不完全存在顯著相關關系，其原因主要是人口變項因素太復雜。采用偏相關方法對變量之間的相關關系作進一步檢驗，分析結果見表8。

2.人口變項各維度與社會資本的相關關系

從表8可知：學校類型與網絡密度顯著正相關（ r >0， P <0.05），與社區網絡和使用的社會資本顯著負相關（ r <0， P <0-01）； 學校層次相關不明顯；主科教師與社團網絡、擁有的社會資本、使用的社會資本極顯著負相關；副科教師與社團網絡和業緣顯著正相關；學術職務與業緣顯著負相關；性別與社區網絡和攝取路徑顯著正相關；職務與網絡密度顯著負相關，與社區網絡顯著正相關；職稱與網絡密度顯著正相關；學歷相關不明顯；職業身份與除攝取路徑外的其他各維度呈極顯著相關性，假設1（H1a）部分得到驗證。

（四）回歸分析

1.擁有的社會資本和使用的社會資本對教研績效的回歸分析

相關分析顯示，雖然中小學教師擁有的社會資本和使用的社會資本與教研績效存在較大相關性，然而，擁有的社會資本和使用的社會資本對教研績效的貢獻大小尚不明確，特別是在沒有人口等變項介入的情況下，其貢獻如何更是不得而知。因此，本研究以擁有的社會資本和使用的社會資本2個一級指標為自變量，教研績效為因變量，分別探討它們之間的關系。

由表9輸出結果可以看出，模型的擬合優度（ R2 ）為0.059，德賓-沃森（Durbi n-Watson）檢驗值為2.041，樣本數據之間不存在自相關性；VIF值為1.886，不存在共線性問題；計算出的F值變化量顯著（Sig.=0.000），不存在異方差性。在沒有人口變項等自變量的情形下，2個自變量中只有擁有的社會資本進入回歸方程，驗證了假設3（H3b）。

從表9還可以看出，該回歸方程只解釋了總體變異的5.8%（調整后的決定系數R），沒有人口變項等人力資本的介入來檢驗社會資本對教研績效的影響作用不大，假設3（H3a）得到驗證。結果表明，社會資本對人力資本有非常強的依附性和共生性——社會資本只有在人力資本發揮作用時，才會對教研績效產生更深刻的影響。

2.社會資本各二級指標影響教研績效的層次回歸

以教研績效為因變量，依次將人口變項各因素及擁有和使用的社會資本各二級指標等自變量納入層次回歸（hierarchicalregression），影響弱勢教師群體教研績效的各變量層次回歸結果如表10所示。第一層和第二層的 F 統計量（ F =26.285， P <0.001； F =28.204， P <0.001）都有顯著性，不存在異方差性，表明回歸方程有效且顯著。影響弱勢教師群體教研績效的因素有學校類型與層次、學歷、職稱、職務、主科教師、職業身份、學術職務、網絡密度、社區網絡、社團網絡、業緣和攝取路徑等，各影響因素的重要性大小排序見表11（其中“-”表示影響的方向為負，只有達到顯著性的變量才能參與排序），驗證了假設2（H2）及假設2（H2a）和假設2（H2b）。

由表10可以看出，第一層回歸中，男性教師對教研績效有顯著影響，所屬學科影響不明顯；加入社會資本因素后，人口變項中性別對教研績效影響不明顯，而主科教師對教研績效有顯著影響，且第二層回歸模型的擬合優度（調整后 R2 為0.259）大于第一層（調整后R2為0.182），德賓-沃森（Durbin-Watson）檢驗值為2.022和1.944，樣本數據之間不存在自相關性，VIF值均小于5，不存在共線性問題，兩個模型都具有較強可靠性和解釋力。層次回歸結果表明：所謂弱勢教師群體概念是不確定的，在社會資本的介入下，原本有優勢的教師群體有可能變得沒有優勢，原本沒有優勢的教師由于擁有和使用的社會資本增多，有機會和能力獲取更多的教研績效而發展成優勢教師群體，驗證了假設3（H3）。

由表11可以看出，影響教研績效的因素有13個，與因變量教研績效之間的關系為：那些參加社會團體少、學術職務不高、無正式編制、無行政職務、網絡密度不強、業緣缺乏、學校類型為鄉村學校、社區交往較少、職稱不高、非主科教師、學歷不高、學校層次為普通學校、網絡攝取途徑不暢通的弱勢教師群體，其教研成果也不豐富。可能的解釋有二：一是集體社會資本影響。身處鄉村學校或普通薄弱學校的教師，其所在單位社會資本存量較少，攝取路徑狹小，可資利用的人脈資源頂端不高，致使教研績效提升的社會資本有限。二是個體社會資本影響。由于地緣、學緣、友緣、親緣、業緣等社會網絡規模、數量和頂端及關系強弱等原因，弱勢教師自身人際網絡規模較小，個體參與的社團較少——即使參與，倘若在組織中的地位較低，網絡攝取方式和途徑受阻，獲取的教研績效也偏低。

四、結論與建議

（一）研究結論

第一，從集體社會資本角度來看，中小學教師群體整體偏弱勢，鄉村學校和普通薄弱學校的教師更明顯。這與以往研究結果一致。如唐德海認為，“從歷史上看，教師整體長期居于社會弱勢地位”［1］56；林南認為，社會網絡是社會資源的載體，人們在網絡中的結構位置不同，獲取社會資本的大小就有不同[16]；邊燕杰、繆曉雷也提出“關系”是一個變量[17]。從中小學教師總體社會資本描述性數據中研究發現，總體上中小學教師擁有中低水平的社會資本，意味著整個群體特別是弱勢教師群體的網絡資源、社會關系及社會地位有待提高。這一點也與日本學者田野郁夫觀點一致——擁有社會資本的多少，意味著其社會地位的高低[18]。

第二，從個體社會資本角度來說，“三無”教師（無正式編制、無行政職務、無學術職務）和“三低”教師（低學歷、低職稱、低學科地位）社會資本存量更少，級別更低，攝取路徑更窄。分析發現，人口變項各維度與社會資本對教研績效影響存在顯著差異性，擁有的社會資本對教研績效的影響大于使用的社會資本影響。這一點發展了邊燕杰的觀點。邊燕杰只提出了擁有和使用的社會資本概念，并沒有具體指出它們之間對目的性行動影響的大小。按照林南的觀點，社會資本是“在目的性行動（purposive action）中被獲取的和/或被動員的、嵌入在社會結構中的資源”。研究發現，社會資本只有在人力資本發揮作用時才會對教研績效產生更深刻的影響，“三無”和“三低”教師在教研績效獲取中的目的性行動有待加強，攝取資源的意愿有待提高。

第三，弱勢教師群體和優勢教師群體在社會資本作用下可以相互轉化。在分析影響教研績效各因素中發現，社會資本只有在人力資本作用下才起作用。由于社會資本發揮作用，原本有優勢的教師群體變得沒有優勢，原本沒有優勢的教師由于擁有和使用的社會資本增多，有機會和能力獲取更多的教研績效而轉化成優勢群體教師。所謂弱勢教師群體概念不是絕對的。也就是說，弱勢教師群體只有通過自身人力資本作用，主動去投資、攝取或動員嵌入在網絡結構中的社會資源，這些資源才可以轉化成社會資本給個體帶來轉變。

（二）建議

教育部明確提出要“因地制宜采用區域教研、網絡教研、綜合教研等多種方式”［7］，提升中小學教師教研工作質量。弱勢教師群體不是一成不變的，本研究嘗試從教研和培訓角度展開進一步討論。

第一，在教研和培訓理念上，擴大弱勢教師群體社會資本人際網絡數量與規模。一方面，要轉變過去僅僅依靠單打獨干的人力資本現狀，課程開設立足于學校特色和地方優勢，擴大社會交往，“走出去”擴大自己的人際網絡規模；另一方面，利用各種線上培訓和學習機會，“請進來”為我所用。

第二，在教研和培訓課程設置上，改善弱勢教師群體社會資本頂端結構，拓展社會資本攝取路徑。一是調整課程結構。改變喜歡找老鄉、“抱團取暖”的低端單一來源資本對教師帶來的負向影響，增加友緣、趣緣、業緣社會資本結構。二是重組正規、非正規社會資本渠道。正規渠道主要體現為培訓網、研修網等教育部門組織的“送培到縣”、城鄉手拉手、名師工作站等，非正規渠道則是依賴關系網或人脈圈將各種隱性社會資源加以合理利用的社會資本。三是創新傳統與現代性社會資本攝取方式。線下實體交往與線上微信群、QQ群、慕課、網絡學習空間等應成為教師與外界聯通學習的重要方式，從而拓展社會資本攝取路徑。

第三，在教研和培訓交往中，提升弱勢教師群體社會網絡位置。一方面，教師盡可能多加入各種社團網絡，尋找機緣多與高端人士交往，用“鄉土藝術”“學校本土文化”“鄉土風情”等建立友情。另一方面，增加異質性資源。鐘云華指出：“中國是一個關系本位的社會，經濟生活是深深‘嵌入社會網絡和社會關系之中的。”[19]弱勢群體教師利用“送培到縣”“網絡教研”與不同行業、不同身份、不同文化的人士交往，就是為自身投資異質性社會資本。

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A Study on the Influence of Imbalanced Distribution of Social Capital on Teaching and Research Performance of Disadvantaged Teachers

LIU Xu1， LUO Wei2， ZHANG Zhixian3

（1.Center for Teacher Education Research， Hunan Normal University， Changsha， Hunan， China， 410081; 2.Educational Science Research Center of Kaifu District， Changsha， Hunan， China， 410005; 3.Guangrun Primary School of Kaifu District， Changsha， Hunan， China， 410005）

Abstract：

The imbalanced distribution of social capital refers to the significant difference of social capital stock and gaining， in the aspects of social network， community network and approaches to gaining， among individuals or groups under the situation of social activities. Based on the data analysis of research results on 1248 primary/middle school teachers' social capital， it is found that primary/middle school teachers are generally more disadvantaged， with clearer evidence on teachers from rural schools and regular low-performing schools. With further regression analysis and related analysis， it is concluded that for teachers with no formal establishment， no administrative position， and no academic position and teachers with low academic qualifications， low titles， and low status they joined less social groups， had weaker social networks and less career opportunities， failed to intake social capital， and could not deliver desired work performance， but it is possible to convert disadvantages into advantages with the effect of social capital， and social capital will have an effect on work performance only when human capital plays a role. To response to the requirement of teaching and research in the new era， by necessarily setting up the training program with research-training integration， we can increase quantity and scale of disadvantaged teachers' social capital， improve social capital structure， open up more path to gain social capital， and to elevate social capital status and so on， so as to promote the positive effect of social capital on disadvantaged teachers.

Key words：

social capital; imbalanced distribution; disadvantaged teachers; teaching and research performance; negative effect

（責任編輯：楊 波 鐘昭會）