住宅购置、网络舆论与地区教育服务供给

武锶芪

（深圳市龙岗区教师发展中心，广东 深圳 518000）

一、引言

随着市场化进程的推进，我国跨地区人口流动的规模正日益增大，且呈现长期化趋势。随着流动人口规模的增加，其对基本公共服务的需求也在增加。教育类公共服务通过知识积累和人力资本投资，一方面直接进入居民的效用函数，影响居民的福利水平，另一方面其又对资本与劳动的边际生产率产生影响，进而对人口的空间分布产生影响。出于户籍的限制，非户籍居民在流入地居住时长并不能等量换取公平的公共服务享有权利。人们日渐增长的公共服务需求，以及在公共服务享有过程中的户籍歧视，正在以同一个城市内人群、社区分割的形式予以体现，而网络言论的发表又成了上述冲突和社会矛盾的一个天然宣泄口。在我国主要城市中，以住宅、居住地为代表的实体社区，既是社区居民生活的起点和落脚点，也是基础教育阶段服务供给的平台。吴晓刚（2016）①吴晓刚：《中国当代的高等教育、精英形成与社会分层——来自“首都大学生成长追踪调查”的初步发现》，《社会》2016年第7期，第1-31页。研究指出，随着我国义务教育的普及和学校规模的扩张，居民平均受教育水平有了显著提高，但由于存在优质教育资源的稀缺性、其与城市核心工作地点间的关联性及地区内综合资源配置的非均衡性，教育不平等状况仍有较大的改善空间。

由于教育资源配置存在地区差异、城乡差异以及校际差异，致使居民在评估特定主体的教学质量时，往往将孩童就读学校的质量作为重要参考指标。伴随着商品化住宅的市场化改革，城市内部出现了与收入、社会地位相对应的聚居和择校行为。由于优质教育资源总是非常稀缺的，家长便有动机竞争这些优质教育资源。一来，重视教育的家长会在好学校附近聚居，且推动周围房价，二来，那些原不居住在好学校附近的家庭也往往愿意花费额外的择校成本让子女上好学校接受教育。上述两种行为的结果均使得优质教育资源流向了收入较高和社会资源丰富的家庭，最终形成按照收入和拥有的社会资源进行教育分群的现象，并在住宅购置上体现为基于不同收入特征和职业资源的群分。义务教育和基础教育作为特定范围内的公共品，它的消费仅限于当地居民，超过附近地域范围的居民则难以享有这种公共服务。在给定教育服务供给方式、规模和质量的情况下，不同偏好的人群可以通过“用脚投票”和选择居住地的方式以获得最合意的教育服务。这就导致购买住宅成为选择教育类公共服务的一个中介渠道，如果一个地方的教育服务不够优质，当地居民（尤其是富裕的家庭）就有可能搬走，这又会对当地的房价、人力资源和居民的受教育水平产生影响。可以说，居民对住宅的自由选择使得优质教育资源以“资本化”的形式体现在住宅中。尤其是义务教育阶段，受就近入学的限制，名校、重点学校通过集优秀声誉、生源以及师资于一体，逐渐成为教育投入及产出的“高地”。

进入21世纪以来，网络信息技术迅速发展，其对技术领域、生产领域及社会生活的方方面面均产生了非常大的影响，甚至可以说，开放、多元和共享的互联网对全社会的思想、行为和生活进行了全面重塑。与传统媒体时代的话语权相比，当代的网络舆论具有权力与权利的双重属性，随着媒体边界的拓宽，网络话语权也逐渐产生了下移和分散，这一方面削弱了传统时代精英的话语权，同时又提升了普通公民的话语权，使得其在便捷行使公民权利的基础上，亦增加了对公共政策形成过程中的影响力。作为信息资源的供给者和生产者，其通过在网络上传播、发布和表达蕴含特定价值取向、是非判断和意识形态的言论，在一定程度上起到了软权力塑造的作用。可以说，现下的网络话语拥有了对社会和公共决策的现实影响力，并由此产生了调动多方行为主体回应的能力。正因如此，网络舆论的大量增加也间接起到了调和教育机会不均等和缓解教育群分的作用。夏怡然和陆铭（2015）①夏怡然、陆铭：《城市间的“孟母三迁”——公共服务影响劳动力流向的经验研究》，《管理世界》2015年第10期，第78-90页。研究发现，吸引劳动力的因素中，除了更高的工资水平和就业机会外，流入城市优良的教育和医疗公共服务供给也是重要的考量因素，但是否拥有居住、工作地的户籍又成为能否全面享受当地公共服务过程中的重要一环。杨菊华（2015）②杨菊华：《中国流动人口的社会融入研究》，《中国社会科学》2015年第2期，第61-79页。研究指出，户籍地点将流入地常住人口划分为本地人和外来人，体现在公共服务和福利享有上的区别，故又被称为“都市中的边缘人，城墙内的城外人”。段成荣等（2014）③段成荣、吕利丹、王宗萍：《城市化背景下农村留守儿童的家庭教育与学校教育》，《北京大学教育评论》2014年第12期，第13-29页。研究指出，流动儿童被排除在城市教育体制之外的主要原因是学龄阶段流动儿童相较于学龄前流动人口子女，其随迁规模增长显著更低。另外，由于“异地高考”的进程推进较慢，许多流动儿童在流入地完成初中学业后，还是得在户籍地就读高中。

从上文分析来看，居民住宅购置、网络舆论、当地经济水平、居民户籍状况、居民受教育程度都从不同方面影响着地方教育服务的供给。一个值得探究的问题是：居民的住宅购置行为和地区教育服务的供给有无关联？如果有关联，二者间的互动模式为何？居民的主观诉求表达能否在此过程中扮演协调和调节的角色？其又会如何影响到当地教育服务的数量、质量和规模？

相对于过往文献，本文可能存在如下边际贡献：一是在研究切入点的选择方面，本文选择探索居民住宅购置、教育公共服务供给和网络舆论参与之间的关联和相互作用机制，而关于上述影响、传导路径的探索，过往文献鲜有涉及；二是在交互变量的实证分析方面，虽然关于房产投资效应分析的实证研究已有很多，但这些研究并未对居民户籍状况以及当地财政的自主程度进行区分，对教育服务供给影响的渠道尚未明晰，因而本文在上述部分补充了相关的理论与实证分析材料。

二、文献回顾和理论假说

已有许多学者对我国房地产投资与经济增长的关系进行多方位的研究，如计算、衡量房产投资对地区经济增长的贡献程度①王国军、刘水杏：《房地产对相关产业的带动效应研究》，《经济研究》2004年第8期，第38-47页。；分析地产投资与当地及周边经济间的双向互动及空间溢出效应②张洪、金杰、全诗凡：《房地产投资、经济增长与空间效应——基于70个大中城市的空间面板数据实证研究》，《南开经济研究》2014年第1期，第42-58页。；建模、估计居民住宅购置对地区创新、研发、知识溢出可能产生的影响等③余泳泽、张少辉：《城市房价、限购政策与技术创新》，《中国工业经济》2017年第6期，第98-116页。。

Oates（1969）发现地方房地产价值与政府每年花在公共学校学生身上的经费呈正相关④Oates，W.E..The Effects of Property Taxes and Local Public Spending on Property Values：An Empirical Study of Tax Capitalization and the Tiebout Hypothesis.Journal of Political Economy，1969，（6）：957-971.，从而验证Tiebout（1956）⑤Tiebout，C.M.A Pure Theory of Local Expenditures.Journal of Political Economy，1956，（5）: 416-424.“用脚投票”机制的存在。换言之，公共服务质量高的地方，将吸引更多的居民，人口的流入又引起该地房地产需求的增加，从而使该地房产更保值。Foote（2016）⑥Foote A..The Effects of Negative House Price Changes on Migration：Evidence Across US Housing Downturns.Regional Science and Urban Economics，2016，（60）：292-299.也提出了类似观点，其认为对于有房者，房价的上升对劳动力的迁移有正向的财富激励效应和负向的地区锁定效应⑦Baqaee，D.R.，Farhi，E..The Macroeconomic Impact of Microeconomic Shocks：Beyond Hulten’s Theorem.Econometrica，2019，（87）：1155-1203.。Baqaee和Farhi（2019）通过构建带生产网络的一般均衡模型，将财政对地区教育服务供给的影响分解为通过影响生产率的生产侧效应和通过影响最终产品购买而形成的需求侧效应。张丽等（2011）以第四次人口普查为研究对象，发现地方财政支出增加时，迁入人口也随之增加，而具体至各财政开支的明细项下，与地方政府的基本建设支出相比，文教、卫生和社会保障类型的支出对人口迁移的影响更大⑧张丽、吕康银、王文静：《地方财政支出对中国省际人口迁移影响的实证研究》，《税务与经济》2011年第7期，第13-19页。。

以往文献在家庭和学龄儿童教育间关系的问题上虽有涉及，但多集中于研究家庭经济条件与儿童学业成就或最终教育获得间的关系，暂缺从住宅购置角度研究居民房地产投资与地区教育服务供给间机制的文献。不容忽视的是，随着社会变革节奏的加快，当下的教育已更多的是一个贯穿于终身的提升过程。基于此，对于孩童受教育过程和中间影响机制的分析，将能更清晰地揭示住宅购置、网络舆论参与对孩童受教育过程的可能影响路径。李忠路和邱泽奇（2016）研究认为，经济地位不同的家庭，其可动用的社会资源存有不同，进而对孩童多样化受教育机会的获得、学习习惯的塑造以及学业成就的取得也存有差异⑨李忠路、邱泽奇：《家庭背景如何影响儿童学业成就？——义务教育阶段家庭社会经济地位影响差异分析》，《社会学研究》2016年第31期，第121-144页。。薛海平等（2014）的研究从另一个侧面指出，与学生家庭经济地位紧密关联的课外补习活动（又称影子教育），扩大了不同阶层义务教育学生获得教育资源和教育结果的差距，因此影子教育成为影响地区教育服务供给的重要因素⑩薛海平、王东、巫锡炜：《课外补习对义务教育留守儿童学业成绩的影响研究》，《北京大学教育评论》2014年第7期，第50-62页。。Raftery等（1993）提出了“最大化地维持不平等”（Maximally Maintained Inequality）理论11Raftery，A.E.，Hout，M..Maximally Maintained Inequality：Expansion，Reform and Opportunity in Irish Education.Sociology of Education，1993，（66）：1921-1975.，类似的，Lucas（2001）也提出了“有效地维持阶层不平等”（Effectively Maintained Inequality）理论12Lucas，S.R..Effectively Maintained Inequality：Education Transitions，Tracks Mobility，and Social Background Effects.American Journal of Sociology，2001，（6）：1642-1690.，两项研究不约而同地指出：在义务教育普及的基础上，经济社会地位占优势的家庭，为维持其后代在教育竞争中的优势，其竞争的重点逐渐由传统的入学机会争取转变为对学校的选择和对教学质量的筛选。针对发展中国家的国情，Ram（1990）率先提出教育分配存在库兹涅茨“倒 U型”关系，即随着教育水平的提升，教育不平等程度先升高至峰值后，再逐步降低。但具体到不同家庭主体的投入行为，不同个体间仍存有异质性，一些风险规避和经济基础偏薄弱的家庭可能对教育投入存有不足①Ram，R..Educational Expansion and Schooling Inequality：International Evidence and Some Implications.The Review of Economics and Statistics，1990，（2）：266-274.。原就近入学政策推出的初衷是希望减轻学生通勤负担的同时，让同一城市内居民更平等、更便利地获得地区教育资源。该政策推出时，我国的商品房市场没有得到充分发育，在居民较难选择居住地的情况下，就近入学政策确实能达到促进教育公平的目的。但随着商品房市场发育的日渐成熟，优质教育资源的价值也逐渐体现并“资本化”在住宅上，这加剧了教育按家庭收入和社会资源群分的态势，住宅购置成为影响地方教育公共服务供给的一个重要潜在性的因素。

因此，本文提出假设1：居民住宅购置比会对当地教育服务的供给产生影响。

“囚徒困境”（prisoner's dilemma）博弈模型可以用于解释、描绘当下不同家庭面对后代教育和住宅购置过程所面临的选择矩阵。假设有A、B两个家庭，在决定是否需要花大量积蓄用于与优质教育相关联的住宅购置，其收益图谱如表1所示：两个家庭均不投资于高价住宅（合作），各得收益3分；一个家庭投资于高价住宅，而另一个家庭未投资于高价住宅，那么背叛者获收益6分，合作者获收益0分；而如若两组家庭均背叛，都高价投资于高价住宅，各得收益1分。结果是A、B家庭均理性地从自身利益最大化的角度出发选择购置相关住宅，但最终的博弈结果却往往是双方的真实收益有所减损。

表1 当代家庭基于住宅和教育投资的囚徒困境模型

传统囚徒困境的一个有效破解路径为：有效、公开的信息沟通，其能起到释放合作信号和打破困局的作用。在当下，网络舆论发帖、发声成为合作引导的桥梁，随着互联网影响力的增加，原来政府教育服务供给与受众家庭间的双向线性关系正逐步演变为政府、网络舆论和家庭三者间的三角互动关系。在地方公共教育服务供给的过程中，作为供给方的政府可能不能完全了解居民有关教育需求、学校的生产函数以及居民偏好的全方位信息。而随着互联网和智能手机的普及，居民对教育服务的期待与需求有了一个及时、便利的表达与反馈渠道。多样化的自媒体和手机程序终端，让居民对当地教育的困惑、疑问甚至是“吐槽”均有了一个便捷的出口。非分散化基本定理认为，一般而言，如果没有来自多方的诉求表达和偏好显示，稀缺的教育资源难以实现高效配置。数字经济下，教育资源的生产、供给、偏好与分配均与数据息息相关，利用好信息赋能也能在一定程度上使得教育资源供给在低成本条件下趋于优化。

因此，探索能兼容不完全竞争和不完全信息的教育资源供给方案便显得尤为重要。那么，在探究住宅购置对地区教育服务供给直接影响的机理上，另外融入网络舆论参与的影响，上述二因素对当地教育服务“财、人、物”的供给是否存在交互影响效应？

基于此，本文提出假设2：源于社会各阶层团体的网络舆论参与会在住宅购置影响地区教育服务供给的关系中，起到一定的纠偏和调和作用。

地方政府稳定、可靠的财政自主能力直接关系到当地基层的教育保障和社会协调的发展。刘勇政等（2019）研究指出，地方政府尤其县乡基层政府的财政自给能力低下，但却承担着大量基础教育、医疗卫生等基本公共服务的供给职责，因此履行事权时严重缺少与之相匹配的财力，长期陷于提供公共服务过程中的财政困境②刘勇政、贾俊雪、丁思莹：《地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔——基于省直管县财政体制改革的研究》，《中国社会科学》2019年第7期，第43-63页。。但财政收入高，也并不一定意味着地方政府在公共服务供给上的高支出效率和满意度，对地方政府而言，来自于中央的转移支付收入是一种公共池（Common Pool）和“兜底”资源，弱势地区地方政府的支出可以通过该渠道转嫁给其他方，减少自身承担的比重，故低的财政自给率有可能弱化地方政府的预算约束，进而扩大无效支出的规模。财政自给率高意味着地方政府支出将更多地源于自有财政收入，直观来说，有利于地方政府支出成本的内部消化。另外，出于“花自己钱”的动机，也在一定程度上对地方政府道德风险和成本转嫁行为起到了遏制作用。

三、实证研究设计

（一）研究模型构建

本文的基础分析模型如模型（1）所示，其中被解释变量Education -Servicei,t为当地的教育服务供给情况，在实证分析环节，其又涵盖了三个维度的子指标，分别用于刻画当地投入在教育公共服务上的“财、人、物”。其中，“财”CESi,t指的是当地政府每年用于教育类公共服务的开支；“人”TSRi,t指的是义务教育阶段的师生比，用于表征样本地在样本年份于教育服务上投入的人力资源；“物”No.CSsi,t指的是义务教育阶段的学校数，用于表征样本地在样本年份对教育服务的物资设备建设与购置情况。

解释变量中：ResiPRi,t为模型的核心解释变量，用于刻画样本地居民住宅类房地产投资占其总投资组合的比重；I-Usagei,t为另一关键解释变量，用于衡量网络舆论参与对教育类公共服务所带来的实质性影响；ResiPRi,t×I -Uagei,t为居民住宅购置与网络舆论参与的交互项，用于描绘二者的相互作用机制。交互项的系数和显著性能回答：样本地区在既定住宅购置水平下，网络讨论热度的增减是否会显著影响教育类公共服务的供给？如果会产生影响，其具体作用机制和方向又为何？PerGDPi,t、EduPi,t、PDeni,t是为了保证回归结果稳健性引入的控制变量，下标i和t分别表示省份和年份，ui表示不随时间变化的地区个体效应，vt表示年份固定效应，为随机误差项。

（二）变量处理和样本选择

在过往研究的文献中，评估、评价公共服务水平大致可从三个角度出发：公共服务的客观支出投入、公共服务的产出（数量和质量）以及公共服务的主观感知。部分文献利用问卷调查的方式获得人们对地方公共服务的满意度评分并将其作为地方公共教育服务供给质量的评价标准。本文认为，在上述三类指标中，选取主观评价反馈作为数据来源可能存在选择性偏误的问题，因为从问卷回收的结果来看，人们往往只是基于自己所工作和生活的城市进行评价，但对于其他城市的评价难以从客观、多维度、理性分析的角度出发。因此，综合考虑公共服务供给过程中的客观性、准确性与数据的可得性，本文拟选用生均教师数来衡量被分析城市的基础教育服务供给水平。结合以往文献的研究成果以及教育公共服务供给的特点，我们在模型（1）外生控制变量的选取上进行了如下考虑。首先，一个地方的综合经济发展水平决定了其税源和税基，也就决定了地区教育服务供给资金的充裕度，考虑到地方财政在当地公共服务开支时均秉持“量入为出”的原则，故模型（1）中引入滞后一期的当地人均GDP作为控制变量。其次，除基础的经济发展水平因素外，一个地域居民的平均受教育水平也会影响其对公共服务的行为选择和偏好，继而对地区真实的教育服务供给产生影响。我国幅员辽阔，部分地区有较浓厚的营商氛围，亦有部分地区以扎实的基础教育而闻名，而属地居民或多或少地受邻里互动与社交活动的影响，导致居住地理距离邻近、受教育程度相仿的居民对所属地区教育服务供给的数量、质量和频率有着较高重叠度的需求。另外，据人力资本外部性理论，一个地区平均受教育程度越高，劳动者的工作机会就越多，由此也带动了地区财政收入增长的加快。因此，本文在模型（1）中也引入了6岁及6岁以上受大专及以上教育的人口数，以控制被分析地区人口综合受教育水平的影响。最后，在地域经济发展水平、文化影响均得到控制的基础上，模型（1）还控制了在分析地区的社会人口结构特征，有别于“一对一私教”，本文所关注的教育服务是集约、高效、集中传授知识的一种途径和手段，这便决定了其供给势必会受到当地人口基数和密度的影响，如若被研究地区的人口集聚度和密度较高，便能为教育服务的多方式、多路径、多选择供给赋予可能，反之，如若被研究地区本就地广人稀，那么教育公共服务的供给便相对来说较为缺乏应用和施展空间的场景，故模型（1）也控制了地区人口密度对教育公共服务供给的影响。在回归中，为避免双向因果带来的内生性问题，本文对主要自变量数据一般均选择滞后一期（t-1）的前定变量①Day，K.M..Interprovincial Migration and Local Public Goods.The Canadian Journal of Economics，1992，（1）：123-144.进行分析，文中各省、市、自治区的原始数据来源于2009－2020年的《中国统计年鉴》，缺失值通过历年《中国财政年鉴》予以补齐。模型（1）中各变量的具体取值和计算方式如表2所示。

表2 主要变量定义

四、实证结果与分析

（一）主要变量描述性统计

为缓解异方差所带来的影响，模型（1）中将绝对量均进行了对数化处理。表3展示了各变量的描述性统计信息。其中，GES的均值15.592略小于其中位数15.708，表明各地在教育投入不均的同时，受极左端值的影响，整体均值有所降低。TSR的变动趋势和GES的变动趋势有所不同，于GES而言，其值越大，表明当地对教育类公共服务愈加看重；但于TSR师生比而言，其值越小，反而表明当地教育资源的配置愈加充足。总体而言，TSR的最大值和最小值间的差距和标准差较大，表明各地在教师资源的配置上差距悬殊。No.CSs分布的峰度大于0，表明相对于正态分布而言，其形态更为陡峭，呈“尖峰”状。ResiPR的偏度为-0.748，且最大值和最小值之间相差近一倍，意味着有少数变量值很小，使变量曲线的左侧尾部拖得很长，即不同地区居民对住宅作为资产配置方式的偏好有所不同。I-Usage的标准差较大，表明不同样本地区中，居民在网络上参与、发表评论的积极性上有所差异。在分组变量财政自给率FSSRate上，最高值0.931与最低值0.072相差10余倍，表明不同地区财政调度、集结资源用于公共教育服务供给的能力有所不同。另外一个用于衡量流动人口情况的分组变量各地流动人口占比FPRate上也呈现出相当悬殊的差异，而两个分组指标的高标准差亦进一步验证了将样本进行分组比较、研究的必要性。模型（1）中控制变量的分布情况与过往文献的研究结果相吻合，此处不再赘述。

表3 主要变量描述性统计

表4中使用Spearman方法和Pearson方法分别估算了表3中各变量间的双向相关系数，并未发现各解释变量间存在严重的多重共线性问题。在模型固定效应和随机效应的选择中，Hausman检验中，以CESi,t为因变量的模型中，F（30，243）= 24.23，Prob＞ F = 0.0000；以TSRi,t为因变量的模型中，F（30，243）=84.19，Prob＞ F = 0.0000；以No.CSsi,t为因变量的模型中，F（30，243）= 259.14，Prob＞ F = 0.0000，故综合而言，固定效应模型宜更适合刻画教育公共服务的影响因素和变动情况。

表4 主要变量相关性分析

（二）基础模型回归结果

表5展示了模型（1）中分别以财政教育经费、师生比以及样本地区义务教育阶段学校数为被解释变量的回归结果。

首先，从地方财政投入至教育类公共服务的资金角度出发，变量住宅购置比ResiPR前的系数为0.7961，且通过了10%水平下的显著性检验。现阶段我国的教育资源，尤其是义务教育阶段的学习资源与住宅类房产紧密捆绑，有的家庭出于对自身财产保值、升值的动机，甚至将其作为长期资产形式的“硬通货”进行配置和囤积。在实证结果体现出：当地居民越多地持有住宅类投资资产，样本地区财政花费于公共教育上的支出便越多。住宅购置类似于当地居民“资本化”于地区建设中的资源，ResiPR和财政教育经费以及生均教师资源配置的正相关意味着，家庭希望自身在城市房产投资上的支出在其后代的公共服务享有中予以体现。但网络舆论参与会在此联动机制中起到一定的中和调节作用，随着微博、微信公众号、抖音、快手等自媒体方式的普及，居民对教育服务的要求、期待以及可能面临的困难和问题也增加了很多“发声”渠道，为响应和解决迫切的民生问题，政府和教育部门也会通过政策、指导意见的形式以抑制教育资源扭曲过度配置的倾向，这在一定程度上起到了“纠偏”和调节的作用，体现在回归结果中便是网络舆论参与与住宅持有率交互项I-Usage*ResiPR前的系数为-0.1341，且通过了10%的显著性检验，即随着网络舆论参与的增加，地方教育投入和居民住宅购置之间的正向关联程度在降低。

其次，从地方教育师资资源配置的角度出发，也从另一个侧面验证了居民住宅持有率的正向教育资源配置影响以及网络舆论参与的缓和调节作用。值得注意的是，当回归模型（1）以师生比作为被解释变量时，模型自变量前的系数估计符号所代表的作用机制是与以财政教育经费作为因变量时所产生的系数估计符号是相反的。师生比为一个教师所需对应教授的学生数，其数值越低，便意味着当地对教育越重视，在教育资源投入上的力度越大。在第2列的回归结果中，可以看出变量住宅购置比ResiPR前的系数为-8.6202且显著，表明随着当地居民持有住宅类房产比重的提升，其对所属地教师资源配置的期待要求和实际结果也会相应提升。在此过程中，网络舆论参与也会起到一定的中和作用，体现为交互项I-Usage*ResiPR前相反的系数符号。

最后，从教学设施配置数的角度出发，住宅持有率对义务教育学校数量No.CSs的影响不明显，但网络用量的增大却显著导致了样本地义务教育学校数量的降低（体现为第三列I-Usage前负的系数符号），这表明网络教育对传统教育形式有一定的挤出和替代作用。综合教育服务供给三个维度的信息来看，居民住宅持有率主要是从“财”和“人”的方面对当地教育公共服务形成影响，而对学校绝对数量设置上的影响有限，表明住宅房产的居民可能更为关注学校的实力、师资和教学质量而非片区内的学校数量。

控制变量的回归结果也昭示出部分值得关注的信息。从表5的回归结果可以看出，地区人均GDP与当地教育服务供给呈反向变动态势，这和过往文献研究结果相吻合，即在“GDP增长锦标赛”的隐性考核机制和财政性预算收入有限的背景下，教育类“非生产型”公共服务的供给与基础建设类“生产型”公共服务的供给犹如“跷跷板”的两端，当地区投入至“生产型”公共服务的资源较多且取得一定经济增长成果时，便有可能“挤占”类似于教育类“非生产型”公共服务的供给强度。教育作为一种人力资本投资，其投资在当前，而收益则在未来，特别是对地方政府的业绩考核而言，基础教育投资的收益期较远，且大多数教育成果也是无形的，不像物质资本那样“可现”。

表5 基础模型回归结果

受教育人口对样本地公共教育服务的供给起到了一定的“替代”和负向调节作用（体现为受教育人口EduP对财政教育经费GES和义务教育学校数No.CSs的负向影响），一个可能的解释是，随着地区家庭成员受教育水平的提高，在对后代的教育中，除单纯依赖于传统学校的教学渠道以外，家庭教育也是当代家庭培育教养后代的一种途径和选择。

（三）分组回归结果——模型的拓展：住宅购置、网络舆论参与和教育服务供给间的异质性

网络行为主体的多元性决定了网络话语的复杂性。网民个人因自身的经济条件、社会地位等不平等造成的对公共教育的认知、需求和期待均有所差异，且这种差异很可能在网络信息的传播过程中产生“蝴蝶效应”和“沉默螺旋”，这又极大地增强了网络话语对当地公共政策的影响力。

1.考虑人口流动性因素的分组回归结果与分析

一个值得思考的问题是：同样是依托于住宅类房产的购置，流动人口与户籍人口占比结构不同的地区，会否对当地教育的供给形成差异？我国幅员辽阔，不同地区与省份的人口流动性、年龄结构和分布状况仍存有不容忽视的差异。随着城镇化进程的稳步推进，我国流动人口规模也在稳步增长。但教育服务的享有、学校录取名额的设置以及部分阶段性考试的参与仍与学生的户籍状态有或多或少的关联。王春光（2006）提出了“半城市化”的概念，用于描述一种介于农村回归与彻底城市化间的状态，它体现为经济、社会、制度和文化系统间的不衔接以及社会生活和行动层面的脱节、疏远和不融合①王春光：《农村流动人口的“半城市化”问题研究》，《社会学研究》2006年第5期，第107-122页。。流动人口在居住地城市找到了工作，但其子女受教育的公平性问题引发社会的广泛关注，突出表现为流动人口的后代在城市的生活、行动得不到全方位的支持。以农村居民为代表的流动人口，他们没有城市户口，进入城市工作、居住并加入城市的社会保障系统的难度较大，其在劳动市场上的弱势地位和较高的失业风险都真真切切地影响到他们对子女教育投资的看法。在城市，流动人口本身就是弱势人群，他们的子女在教育机会上难以享受平等的待遇，加上学籍、考籍的限制以及家庭教育的缺位，流动人口的后代要花费多倍的精力、时间和努力来突破其父母带给他们的弱势地位，现实中，流动家庭父母的弱势地位易通过各种机制传递给后代。表6分组回归的结果回答了上述问题。

表6 按人口流动性进行分组回归的结果

首先，从地区财政对教育服务资金投入的角度出发，住宅购置对教育公共服务的“鞭策”推动更多地发生于多户籍人口居住的地区（体现为多户籍人口ResiPR前的系数为正向显著的1.0594，而多流动人口ResiPR前的系数不显著）。造成该回归结果的一个主要原因可能是，由于户籍、学籍和考籍多少存在关联，导致虽同样在当地有房产，但相较于流动人口，有户籍的居民对地区财政性教育投入的影响更明显。

其次，从教学人力资源配备的角度出发，一个有意思的发现是，多流动人口地区的住宅购置家庭可能更为重视师资配比，体现为多流动人口地区ResiPR前的系数为高度负向显著的-23.2775，网络舆论参与I-Usage前的系数为-4.6781且通过了1%的显著性检验，表明流动人口多的地区，更为注重当地学校的教师资源配比，且主要通过网络舆论渠道进行发声和诉求表达。这有可能与有能力在样本地购置房产，但却缺乏户籍家庭群体的工作、生活状态有关，该部分群体能置办房产这一大额固定资产，表明其有一定的经济实力。但该部分群体在户籍上的缺失又意味着：第一，其后代仍可能面临着回生源地考试和升学的问题；第二，其生活、工作的地区入户落户有一定的门槛；第三，其不属于本地居民，家中相对较为欠缺长辈和亲朋劳动力看顾孩童。上述三重因素的叠加便带来了该部分群体很有可能需要承担“借读费”。由此，其对学校师资也可能产生更高的要求，既需在一定程度上保障其后代在当地受教育期间的学习质量，又最好能在一定程度上起到看管、教育孩子的作用，以弥补父母工作繁忙而引起的陪伴缺失。可以说，在户籍的限制下，人口的地区间流动是存在阻碍的，一部分相对收入较高的人对教育的需求也更高，但却受到户籍的限制，不能完全享有工作地本地居民等质的教育服务，致使他们在工作生活的地区对特定类别的教育需求可能远高于一般人。

最后，户籍人口和流动人口对生产生活地教育服务供给的影响还体现在对当地义务教育阶段学校数量的差异性影响上。由于户籍人口和流动人口在工作地所能享受到的教育服务尚存差异，但二者生产经营所获得的工资、劳务性报酬的税金均缴纳和停留于工作地，致使人口流入地虽然未对流动人口进行基础教育投资，但却享有了这部分人口的人力资本回报。换言之，流动人口在工作地财政教育服务（体现为工作地财政的公共服务开支）的获取上并不占优势，但其却需和户籍人口一样缴纳税收，出于削减日后缴税压力的动机以及“即使同样缴税了也享受不全当地教育服务，还不如减少这类开支负担”的心态，多流动人口的地区便倾向于更多地通过网络舆论发表以期对当地财政关于义务教育学校设置的决策产生影响。在实证结果中便体现为：多流动人口地区的网络舆论参与变量I-Usage对义务教育学校数No.CSs产生了显著的负向调节作用，但该负向影响机制在多户籍人口聚集区却并不存在。

2.考虑地方财政自主权影响的分组回归结果与分析

我国各省份不仅在人口年龄、结构上，还在地区政府财政自给率上存在较大的差异。在一个多级政府框架下，道德风险问题始终是地方财政治理面临的主要挑战——其往往是地方政府机会主义行为、地方财政困境乃至地方财政不可持续的重要根源。那么，另一个值得思考的问题是，各不同区域的经济发展状况、税收基数、对转移支付的依赖度以及开支自主程度的差异，是否会影响当地住宅购置、网络舆论参与及公共教育服务供给间的联动机制？如果有，那么上述联动机制在不同财政自给程度的地区中是否有显著差别？表7的回归结果分别从地方教育的财政性开支、师资配比以及硬件设施建设三个维度回答了上述问题。

表7 按财政自给率进行分组回归的结果

首先，从地方财政对当地教育经费的投入维度出发，住宅购置和网络舆论参与均会对低财政自给程度的地区产生正向显著的促进作用，但在财政自主程度较高、地方财政性收入较为充沛的地区，上述效应不显著。一个可能的解释是，随着地方税基的拓展，其地方财政开支的自主程度和自由度也会随之提升，除了满足基本公共教育领域的开支外，还有许多弹性程度较大的领域如地方科学技术支出、文化体育与传媒支出、地方城乡社区事务支出等需要财政资金的统筹与安排，这便相对淡化了公共教育开支在总财政支出中的份额。而对于低财政自给的地区，相对于其他类别的开支而言，教育开支在当地财政支出项目中较为“刚性”，因此地方财政即使严重地入不敷出，也需为当地的教育预留一定的额度，以解决当地教育的“温饱问题”。这便体现为，地方教育支出在低财政自给地区的相对支出份额更大、更明显，也便更易彰显出住宅购置、网络舆论参与和当地教育经费投入间的联动机制。

其次，从师资配置的角度出发，不难发现，住宅购置、网络舆论参与对高财政自给地区师生比的降低效应是高度显著的。这表明随着地区财力自主性的增强，相较于增加教育经费，高财政自给地区更倾向于以壮大师资队伍的方式满足当地对教育服务的需求，因此在保障生均教育经费的基础上，异质性分析的结果体现为该地区更重视当地教育的“质”。

最后，从义务教育学校设置数量的角度出发，低财政自给地区主要是通过居民在网络上的观点抒发和意见表达以正向显著地影响到当地义务教育学校数量的设定，而财政自给程度较高的地区义务教育阶段学校数量的设定则更多地受当地居民住宅持有率的影响，针对二者前系数是否在统计上趋于一致的wald检验也拒绝了二者相等的原假设。另外，控制变量人口密度仅在高财政自给地区有显著的影响，且主要体现为对当地教育服务供给质量的弱化和降低，即随着人口密度的增加，地区在当地教育上的经费投入和校舍投入会有所减少，而这一点在日后推进教育公平化、提升教育可及性上值得关注和重视。

3.稳健性检验

上述模型估计结果的可靠性可能与样本期的选择有关，因此本文逐次删除原样本中前后各一年的数据，另外将主要解释变量的取值滞后3期来分别、再次进行回归，所得系数前的符号和显著性水平均未产生实质性变化，表明居民住宅购置行为对属地教育服务供给的影响是显著的。

五、结论和启示

在互联网广泛应用和普及的当下，要抑制教育服务和住房投资财富效应间的马太效应，提高社会各阶层代际间的流动性，就要在充分尊重、吸收和考量社会各方意见的基础上，将流动人口、弱势群体所面临的上学、升学困难纳入考虑范畴，以进一步加强教育类公共服务在供给过程中的公平性。因此，从地区的可持续发展角度出发，政府应制定合理的住房政策，将房价控制在合理的范围内，同时也要调节收入分配，提高居民公共服务的获得感，尽可能地削弱和平抑高房价的挤出效应。通过引入网络舆论这一社会公众性的监督促进机制，使得当地政府能更为“主动”地重视和解决地区公共教育问题，这对调节控制收入二次分配的不公，能起到积极的作用。值得注意的是，互联网虽起到了反馈民生、民需的作用，但在充分汲取群众网络意见以调整教育服务供给的过程中，教育行政部门也应对当地教育服务后续供给的基调和主线有所把控，不能全然为网络舆论所引导。另外，质性和分组回归的结果表明：为进一步提升我国教育的公平性和成效，在充分调动全社会力量关心和支持教育的基础上，各级政府应充分考虑城乡二元结构、人口流动性和人群特征，通过合理配置资金、教育教学设施配备、师资等教育资源，加强质量监管，充分保障并供给好教育公共服务，实现教育事业的健康有序发展。