一、引　言

基本公共服务均等化是共同富裕的重要基石，共同富裕是基本公共服务均等化的价值与政策目标，党的十九届五中全会将“基本公共服务实现均等化”和“全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”作为2035年远景目标。坚持教育公益性原则，深化教育改革和促进教育公平是“十四五”期间建设高质量教育体系的重要内容。基础教育阶段的招生与择校问题可能是中国教育公平改革中存在的问题，“民办择校热”“跨区掐尖招生”和“公退民进”等现象较多。这些教育现象背后隐藏的是优质教育资源供给不足和配置不均的问题，其根源可能在于教育市场化扩张中的“市场失灵”和教育改革政策中的“政策失灵”。针对教育资源供给不足和配置不均的现状，中国陆续出台了教育“集团化办学”“新建小学”“对口直升”等一系列改革措施，这些措施在一定程度上促进了基础教育公共服务均等化（邵磊等，2020；孙伟增和林嘉瑜，2020；叶菁菁等，2022），但尚未解决基础教育的公益性和普惠性问题。公立学校与民办学校竞争比较激烈，这不仅打破了基础教育的“起跑线公平”，还导致学校发展不均衡。

为了维护基础教育的“起跑线公平”和均衡发展，“公民同招、民办摇号”政策开始实施。从2019年《中共中央 国务院关于深化教育教学改革全面提高义务教育质量的意见》到2021年《中华人民共和国民办教育促进法实施条例》的修订，中国正式进入基础教育“公民同招”的阶段。“公民同招、民办摇号”政策通过“起跑线公平”方式来保障所有人受教育权的机会公平。然而，政策背后隐藏着多重矛盾，可能引发新的择校焦虑。在“民办摇号”的政策约束下，没有摇到民办学校的学生会失去对口公立学校的入学机会，这可能带来优质公立学校的生源容纳压力，甚至引发基础教育新的关联性风险。作为一项促进“起点公平”的新措施，“公民同招、民办摇号”政策能否通过破解教育产业化的利益集聚和维护生源竞争秩序来发挥公共服务均等化的作用？这是值得深入研究的话题。

因此，本文试图回答以下问题：第一，能否从理论上推导出基础教育“起点均等化”措施对学区房价格中公共服务资本化程度的影响机制？第二，基础教育“起点均等化”措施的实施能否达成政策初衷？是否还会引发新的关联性风险？优质公立学校的生源容纳限制是否会加大“以房择优”的教育不公平风险？第三，家庭会如何应对“公民同招、民办摇号”政策带来的不确定性风险？是否会再次引发家庭对优质公立学校的非理性择校风险？是否存在有效措施帮助家庭化解这一不确定性风险？第四，能否通过其他教育改革政策协同来规避新的关联性风险？不同类型基础教育改革措施之间应该如何更好地配合？

本文通过识别家庭教育投资选择偏好，构建学校选择的竞争性均衡模型，从理论上梳理“公民同招、民办摇号”政策的影响机制，并利用上海主城区2018年9月至2021年9月期间116079条二手房成交记录的微观数据，以2020年3月11日上海出台的“公民同招、民办摇号”政策为冲击事件，使用双重差分法（DID）来评估基础教育“起点均等化”政策效果。本文主要得到了以下结论：第一，“公民同招、民办摇号”政策实施后，民办学校“掐尖”逻辑被打破，入学不确定性的增加削弱了民办学校的热度，使得民办初中附近房租下降了大约0.86%，这为公立初中和民办初中建立了一个“公平的起跑线”；第二，“公民同招、民办摇号”政策导致公立初中对口学区房价格非预期性上涨，政策实施带来上海市主城区平均房价上涨了3.75%，造成“以房择优”的教育不公平风险溢出；第三，“公民同招、民办摇号”政策改变了家庭的学区房投资逻辑，家庭会更加关注公立初中的教育质量，实证结果显示，在政策实施后，“小学第三梯队、初中第一梯队”对口学区房价格显著上涨了10.9%，而“小学第一梯队、初中第三梯队”对口学区房价格却显著下降了2.71%，学区房价格出现了“削峰填谷”现象；第四，教育改革政策间的协同可以缓解“公民同招、民办摇号”政策所带来的“以房择优”的不公平风险，“多校划片”政策实施显著削弱了“公民同招、民办摇号”政策对学区房价格上涨的影响。

本文的边际贡献包括以下几点：首先，本文拓展了关于公共服务资本化效应的理论研究，基于中国家庭教育投资选择偏好特征事实，构建了包含家庭财富水平、学校教育质量水平和公共服务不确定性的学校选择竞争性均衡模型，推导出选择公立学校、选择民办学校、“冲击民办学校、公立学校保底”三类家庭的教育选择均衡和效应水平，并评估“公民同招、民办摇号”政策实施后的风险溢出效应和政策协同效应。其次，本文为中国基础教育均等化改革措施的政策效应研究贡献了新的证据。已有研究主要聚焦于评估“质量均等化”政策的实施效果，较少有关注“机会均等化”这类新措施的研究。本文聚焦于起点公平的“机会均等化”政策效应评估，基于上海市主城区“公民同招、民办摇号”政策改革为准自然实验，实证检验了“公民同招、民办摇号”政策的资本化溢出效应，发现该政策会造成“以房择优”的教育不公平风险溢出，丰富了公共服务均等化措施的政策评估研究。最后，本文从政策协同的视角提供了关于地方公共服务均等化实践的政策启示。

本文剩余部分安排为：第二部分是文献综述；第三部分是政策介绍和理论机制分析；第四部分是数据说明与识别策略；第五部分是基准回归、异质性分析与稳健性检验；最后是结论与建议。

二、文献综述

公共资源资本化相关研究由来已久，Tiebout（1956）率先构建了地方公共品供给模型，认为居民对公共品消费偏好的“用脚投票”机制会刺激地方政府间的竞争，并形成居住群分效应。Oates（1969）进一步明确了公共资源的资本化问题，发现房价与公立学校学生平均支出之间的正相关关系。在优质教育相对稀缺的约束下，家长通过购买学区房来获取入学资格，并造成优质学区房溢价效应（陆铭和蒋仕卿，2007；丁维莉和章元，2009；冯皓和陆铭，2010；Nguyen-Hoang和Yinger，2011；胡婉旸等，2014）。2014年以来中国开始基础教育综合改革，着力解决主城区优质学校偏少的问题。李雪松等（2017）分析表明，“二孩政策”的颁布使得学区房的溢价程度更高，且优质学区房的溢价涨幅高于普通学区房；Bibler和Billings（2020）研究发现，在抽签中失利的幼儿园和六年级学生退出当前学区或转向附近学区的概率增加了6个百分点；韩璇等（2020）研究表明，非学区变为学区会使房价显著上涨1.5%至3.5%；Peng等（2021）研究发现，杭州市2012年学区调整导致的平均价格效应高达约800元/m²。优质学校具有稀缺性，这导致优质学校对口学区房价格较高和居住分层等后果（Nguyen-Hoang和Yinger，2011；Han等，2021），造成了教育不公平的问题。教育资源分配差异带来的不平等问题也是造成中国社会代际流动性问题的重要原因（陈琳和袁志刚，2012；王学龙和袁易明，2015；Zhang和Chen，2018）。

党的十八大以来，党中央高度关注教育公平问题，并出台了一系列的教育均等化改革措施。基础教育均等化改革措施可以划分为“质量均等化”措施和“机会均等化”措施两种类型：“质量均等化”措施强调缩小公共服务供给水平的差异，而“机会均等化”措施则强调所有居民有相同的机会享受优质的公共服务。现有研究主要集中在“质量均等化”措施方面。孙伟增和林嘉瑜（2020）研究发现，优质教育资源的供给能够显著降低本地区重点小学学区房的溢价率；邵磊等（2020）研究发现，教育均等化措施使受益小学划片内房价提高2. 8%，直升比例高和直升最优中学有显著的正向资本化效应；张传勇等（2022）进一步研究指出，民办学校入学资格对房价有显著的正向影响，且民办小学降低了优质公立小学的学区房溢价；叶菁菁等（2022）发现，“租售同权”政策弱化了教育资源与房产所有权之间的管理，并利用倍差法证实附近学校较多的住房价格平均下降2.2%，租金上升了1%至2%。然而，上述文献主要聚焦在以缩小校际质量差距或增加优质教育资源为主的“质量均等化”措施，较少关注引入随机性的“机会均等化”措施。

现有文献研究往往忽略强制性制度变迁过程中所隐含的社会成本，单纯从社会问题的单一解决维度加以评价（王一涛，2021）。“租售同权”“多校划片”“公民同招”等教育改革“均等化”措施是我国基础教育领域内的制度变迁，反映了教育市场化扩张中的“市场失灵”和教育改革政策中的“政府失灵”的相互博弈。“公民同招、民办摇号”政策是为了杜绝民办学校“掐尖招生”现象，破除教育过度产业化利益集聚，构建公立学校、民办学校有序竞争格局的“起点均等化”措施，但可能带来公立名校生源容纳风险、“以房择优”的不公平风险等关联性风险的溢出，已有研究却没有关注相关问题。不同类型的教育均等化改革措施可能具有政策协同的增量效应，例如以“多校划片”改革为代表的“机会均等化”措施或许可以缓解以“公民同招、民办摇号”为代表的“起点均等化”措施的风险溢出效应。本文将针对以上不足，运用双重差分模型评估“公民同招、民办摇号”这类“起点均等化”措施的平均资本化效应和风险溢出效应，并对“机会均等化”措施与“起点均等化”措施的政策协同效应加以评估。

三、“公民同招、民办摇号”政策对家庭教育选择影响的机制分析

（一）家庭教育投资与学校教育选择的竞争性均衡

长期以来，中国家庭始终有“望子成龙”的观念，为子女提供高质量的教育投资能够给家庭带来较高的效用回报（Avery和Pathak，2021）。在就近入学原则下，拥有对口学区房的所有权是获取优质公立学校的“入场券”，这就要求家庭的财富水平必须超过对口学区房房价，但考虑到学区房是投资性资产，家庭获取优质公立教育所实际承担的教育投资成本就是对口学区房住房贷款的利息成本。民办教育则依据价格机制和能力素质两项标准作为入学门槛，对能力素质特别优秀的学生收取低学费，对于其他学生收取高昂的学费。综合来看，家庭获取优质民办教育所实际承担的教育投资成本就是高昂的学费成本。

假定代表性家庭$ i $的财富水平为$ {m}_{i} $，教育投资为$ f\left(m_i \right) $，子女的能力素质水平为$ {\mathit{z}}\mathit{\mathit{\mathit{_{{i}}}}} $。公立学校j的教育质量为$ {y}_{j}^{pub} $，其对口学区房的购房成本为$ \mathrm{\mathit{p}}(y_j^{pub}) $，教育质量越高的公立学校对口学区房的购房成本越高（$ \dfrac{\mathrm{\mathrm{\mathrm{\partial}}}\mathrm{\mathit{p}}(y_j^{pub})}{\mathrm{\partial}y_j^{pub}} > 0 $），对口学区房住房贷款的利息成本为$ \mathit{\mathrm{\mathit{r}}\mathrm{\mathit{p}}}(y_j^{pub}) $。民办学校$ k $的教育质量为$ {y}_{k}^{priv} $，学费为$ \mathrm{\mathit{p}}\left(y_k^{priv}\right) $。家庭i教育投资的效用函数会受到子女的能力素质水平$ {z}_{i} $和学校的教育质量y影响，用$ {v}({z}_{i},y) $来表示，且该函数满足边际效用递增原理，即$ \dfrac{\partial {v}({z}_{i},y)}{\partial {z}_{i}} > 0 $和$ \dfrac{\partial {v}({z}_{i},y)}{\partial y} > 0 $，且$ {v}({0,0})=0 $。代表性家庭i的总效用函数设置如下：

其中，$ {\theta }_{il}=\theta > 0 $，表示家庭$ i $在片区$ l $就近入学能够带来的特有好处，若不选择就近入学，则$ {\theta }_{il}=\mathrm{ }0 $；$ t=pub\ 或\ priv $，表示家庭选择的教育类型，pub表示公立学校，priv表示民办学校；$ {v}({z}_{i},{y}_{j}^{t}) $表示家庭i选择学校j获得的效用水平；$ \delta $表示家庭i能够上学校j的概率；$ {c}\left({y}_{j}^{t}\right) $表示家庭i选择学校j的教育投资成本。如果家庭选择的是公立学校pub，则$ \mathit{{c}}\left(y_j^{pub}\right)=\mathit{\mathit{{r}}\mathrm{\mathit{p}}}(y_j^{pub}) $，且$ \delta =1 $，因为公立学校与对口学区房存在“绑定关系”；如果家庭选择的是民办学校priv，则$ {c}\left({y}_{j}^{priv}\right)={p}\left({y}_{k}^{priv}\right) $，此时$ \delta < 1 $。当家庭选择公立学校pub时，家庭的教育投资支出$ {f}\left({m}_{i}\right) $需要不小于对口学区房总价对应首付$ {\alpha \cdot {p}(y}_{j}^{pub}) $的金额，否则家庭i就无法获得公立学校的教育资格。当家庭选择民办学校priv时，家庭的教育投资支出$ {f}\left({m}_{i}\right) $需要不小于民办学校学费$ p\left({y}_{k}^{priv}\right) $的金额，否则家庭i就无法获得民办学校的教育资格。

1. 公立学校教育选择的竞争性均衡

假定公立学校对口学区房的竞争性市场满足市场出清条件：第一，片区l内的学区房供给量$ {S}_{l} $能够满足公立学校j对口学区房居住的原生家庭住房需求量$ {s}_{l}^{i} $，即$ {S}_{l}\ge {s}_{l}^{i} $；第二，原先不在公立学校j对口学区房居住的非原生家庭住房需求量$ {s}^{o} $大于住房供给量$ {S}_{l} $，即$ {s}^{o} > {S}_{l} $。因此，本文就可以得到就近入学政策下公立学校教育选择的竞争性均衡。

同一学区内的$ N $所学校被外生划分为$ N $个片区，每个片区拥有$ 1 $所公立学校，公立学校的质量各不相同。学区房也被划分到$ N $个片区，实际价格可表示为$ \mathit{\mathit{p}}(y_1^{pub}),\mathit{p}(y_2^{pub}),\dots,\mathit{p}(y_N^{pub}) $。所有学生均等分布在各个片区，对应有$ N $种住房需求$ {s}_{1},{s}_{2},\dots ,{s}_{N} $。$ {N} $所公立学校的质量分别为$ {y}_{1}^{pub},{y}_{2}^{pub},\dots ,{y}_{N}^{pub} $。家庭i选择公立学校须满足个人理性约束、激励相容约束和学区房定价原则：

（1）个人理性约束：对于每个选择在原片区$ l $就读的学生$ z $，效用函数满足$ \theta +{v}(z,{y}_{l}^{pub})-{r}{{p}(y}_{l}^{pub})\ge {v}(z,Y)-{r}{p}(Y) $。由于$ {f}\left({m}_{i}\right)\ge {\alpha \cdot {p}(y}_{l}^{pub}) $恒成立，当$ \theta +{v}(z,{y}_{l}^{pub})-{r}{f}\left(m\right)\ge {v}(z,Y)-{r} {p}\left(Y\right) $成立时，家庭会在原片区$ l $就读。个人理性约束指家庭会综合考虑家庭财富水平和就近入学的额外效用来决定学校选择。

（2）激励相容约束：对于每个选择在原片区$ l $就读的学生，存在$ q $片区（$ q\ne l $），使得$ {v}(z,{y}_{l}^{pub})-{r}{{p}(y}_{l}^{pub})\ge {v}(z,{y}_{q}^{pub})-{r}{{p}(y}_{q}^{pub}) $。激励相容约束指学区内的家庭会选择与其财富水平最匹配的学校。

（3）学区房定价原则：对于片区$ l $的学区房，若$ {s}_{l}^{{i}} < {S}_{{l}} $，则学区房实际价格$ {p}_{l}={{p}(y}_{l}^{pub}) $，即当原生家庭的住房需求小于房屋供给，学区房l的实际价格$ {p}_{l} $等于竞争性价格$ {{p}(y}_{l}^{pub}) $；若$ {s}_{{l}}^{{i}}={S}_{{l}} $，则$ {p}_{\mathfrak{l}}\ge {{p}(y}_{l}^{pub}) $。当原生家庭的住房需求等于住房供给时，“望子成龙”教育观念将驱动家庭争相购买优质学区房，导致学区房供不应求。此时学区房l的实际价格$ {p}_{l} $会被不断抬高。

2. 民办学校教育选择的竞争性均衡

代表性家庭i在公立学校和民办学校之间做选择时，会综合家庭财富水平、教育投资的效用水平和家庭教育投资成本加以考虑，具体如下：

其中，当$ {{u}_{i}^{pub} > u}_{i}^{priv} $时，即$ {v}(z,{y}_{l}^{pub})-{r}{{p}(y}_{l}^{pub}) > \delta {v}(z,{y}_{k}^{priv})-{{p}(y}_{k}^{priv}) $时，代表性家庭i会选择公立学校；当$ {{u}_{i}^{pub}\le u}_{i}^{priv} $时，即$ {v}({z},{y}_{l}^{pub})-{r}{{p}(y}_{l}^{pub})\le \delta {v}(z,{y}_{k}^{priv})-{{p}(y}_{k}^{priv}) $，代表性家庭i会选择民办学校。由于公立学校与对口学区房之间存在“绑定关系”，所以购买了对口学区房的家庭可以确保能上公立学校。然而，家庭选择民办学校可能需要安排子女参加面谈，通过面谈才能获得录取通知，未通过面谈则需重新选择公立学校就读，这就意味着代表性家庭i就读私立学校k的概率$ \delta < 1 $。因此，$ \delta $会影响$ {u}_{i}^{pub} $和$ {u}_{i}^{priv} $的相对大小。只有当$ \delta > {\delta }^{\mathrm{*}} $时，$ {{u}_{i}^{pub}\le u}_{i}^{priv} $，家庭才会选择民办学校；当$ \delta < {\delta }^{\mathrm{*}} $时，$ {{u}_{i}^{pub} > u}_{i}^{priv} $，家庭仍会选择公立学校。考虑到对家庭而言概率$ \delta $存在不确定性以及民办学校面谈在公立学校录取之前，家庭就会形成“冲击民办、公立保底”的择校思路，家长为了让孩子获得更好的教育资源，往往会先让孩子报名民办学校参加面谈，没有被民办学校录取的学生依旧可以进入对口公立学校，这样可能不会被全区统筹，也可以保证录取学校的“下限”，不至于统筹到质量较差的学校。

因此，本文就可以得到民办学校教育选择的竞争性均衡。代表性家庭i会根据子女的能力素质水平$ {z}_{i} $来预判家庭i就读民办学校k的概率$ \delta $，从而结合家庭的财富水平进行民办学校的教育选择。家庭i选择民办学校k须满足个人理性约束、激励相容约束：

（1）个人理性约束：对于每个选择在民办学校k就读的学生$ z $，效用函数满足$ \theta +{v}(z,{y}_{l}^{pub})-{r}{{p}(y}_{l}^{pub}) < \delta {v}({z},{y}_{k}^{priv})-{{p}(y}_{k}^{priv}) $，且$ {f}\left({m}_{i}\right)\ge {p}\left({y}_{k}^{priv}\right) $。当$ \theta +{v}(z,{y}_{l}^{pub})-{r}{{p}(y}_{l}^{pub})=\delta {v}(z,{y}_{k}^{priv})-{{p}(y}_{k}^{priv}) $时，如果$ {p}\left({y}_{k}^{priv}\right)\le {f}\left({m}_{i}\right) < \alpha \cdot {{p}(y}_{j}^{pub}) $，家庭i仍会选择就读民办学校k。个人理性约束指家庭会综合考虑家庭财富水平和效用水平相对变化来决定学校选择。

（2）激励相容约束：对于每个选择在民办学校k就读的学生，存在民办学校q（$ q\ne k $），使得$ \delta {v}(z,{y}_{k}^{priv})-{{p}(y}_{k}^{priv})\ge \delta {v}(z,{y}_{q}^{priv})-{{p}(y}_{q}^{priv}) $。激励相容约束指家庭会选择与其财富水平最匹配的民办学校。

（二）“公民同招、民办摇号”政策对家庭教育选择的影响

“公民同招、民办摇号”的政策实施后，报名入学流程发生了较大变化。民办学校录取原则由面谈改为电脑随机摇号，民办学校电脑摇号的时间与公立学校第一批录取时间程序一致，未被民办学校录取的学生将面临全区统筹的风险。因此，在“公民同招、民办摇号”规则下，家庭的教育选择会产生三大变化：第一，打破了民办学校提前“掐尖”行为，生源质量下降带动民办学校教育质量$ {y}_{k}^{priv} $下降；第二，终止了家庭“冲击民办、公立保底”的择校思路，家庭选择民办学校就意味着放弃“保底学区房”对口的公立学校，增加最终进入普通公立学校的风险；第三，增加了进入民办学校的不确定性，让优质民办学校的入学从“拼成绩”转向“靠运气”，家庭就读优质民办学校的概率$ \delta $显著下降。

1. “起跑线公平”实现，民办学校热衷度下降

在“公民同招、民办摇号”政策实施前，家庭的教育选择竞争性均衡呈现为三种状态：第一类家庭选择公立教育，结合家庭的财富水平和教育投资偏好，选择购买最优的公立学校j对口学区房，其家庭的效用水平为$ {u}_{i}^{pub} $；第二类家庭选择私立教育，结合家庭的财富水平和子女的能力素质水平，选择最优的私立学校k，其家庭的效用水平为$ {u}_{i}^{priv} $；第三类家庭选择“冲击民办学校、公立学校保底”，结合家庭的财富水平、教育投资偏好和子女的能力素质水平，同时选择购买最优的公立学校j对口学区房和最优的私立学校k，其家庭的效用水平为$ {u}_{i}^{priv \&pub } $。具体来看，三种类型家庭的效用函数表示如下：

其中，式（5）表示选择公立学校的家庭效用水平，式（6）表示选择私立学校的家庭效用水平，式（7）表示选择“冲击民办学校、公立学校保底”的家庭效用水平，在这种情形下家庭可以同时获取公立学校和民办学校的教育选择效用。

在“公民同招、民办摇号”政策实施后，民办学校的招生“掐尖”逻辑被打破，生源质量下降带来教育质量$ {y}_{k}^{priv} $下降，就读优质民办学校的概率$ \delta $显著下降，“冲击民办学校、公立学校保底”的选择模式被打破，这会冲击选择民办教育的家庭和选择“冲击民办学校、公立学校保底”的家庭，即$ {u}_{i}^{priv} $和$ {u}_{i}^{priv\&pub} $下降，导致部分家庭的$ {u}_{i}^{priv} $和$ {u}_{i}^{priv\&pub} $小于$ {u}_{i}^{pub} $。这就会导致家庭对优质民办学校的热衷度的下降，继而带来租房需求下降。由此，本文得出假说1。

假说1：在“公民同招、民办摇号”政策实施后，民办学校生源质量下降和入学不确定性增加使得家庭对民办学校的热度下降，带来民办学校附近房屋租房需求下降，这表现为民办学校附近房屋租金的下降。

2. “以房择优”的教育不公平风险溢出和优质公立学校对口学区房价格上涨

根据家庭民办学校教育选择的竞争性均衡条件可知，部分家庭会从选择民办教育转向选择公立教育，导致公立教育对口学区房的需求上升。依据公立学校教育选择的竞争性均衡条件可知，公立学校j对口学区房价格$ {{p}(y}_{l}^{pub}) $就会上升，这对原来选择公立学校的家庭造成冲击，导致“以房择优”的不公平风险溢出。由此，本文得出假说2。

假说2：旨在维护基础教育“起跑线公平”和均衡发展的“公民同招、民办摇号”政策，会导致公立学校对口学区房价格非预期性上涨，带来“以房择优”的教育不公平风险溢出。

3. “以终为始”学区房投资新逻辑形成和学区房价格呈现“削峰填谷”趋势

在优质教育资源仍然短缺的背景下，“公民同招、民办摇号”政策会压缩家庭的教育选择空间，导致对优质公立学校的需求进一步增加。政策实施之前，家庭既可以购买学区房进入对口的公立初中，也可以通过面试、考试等渠道进入合适的民办初中。在政策实施之后，很多家庭的教育选择空间被大幅度压缩，无法自由选择民办初中，甚至出现部分地区学生摇号进入民办初中失败后就完全丧失进入优质公立初中机会的情况。教育选择空间的压缩会进一步增加优质公立初中的需求，继而改变家庭的学区房投资逻辑。其背后的原因在于：在政策实施之前很多家庭可以通过先选择优质的公立小学，再进入优质民办初中；在政策实施后，优质民办初中的入学不确定性将打破这一教育选择逻辑，家庭会降低对公立小学教育质量的关注度，更加关注公立初中教育质量，因此在选择优质公立小学对口学区房还是优质公立初中对口学区房时，家庭会优先考虑优质公立初中对口学区房，从而形成学区房投资新逻辑，以公立初中的教育质量为核心关注要素，这就会带来学区房价格的“削峰填谷”现象，例如“小学第一梯队、初中第三梯队”对口学区房的需求会下降，而“小学第三梯队、初中第一梯队”对口学区房的需求会上升。由此，本文得出假说3。

假说3：“公民同招、民办摇号”政策实施后，家庭会更加关注公立初中的教育质量，打破了原先更加关注公立小学教育质量的投资逻辑，从而产生学区房价格的“削峰填谷”现象。这表现在“小学第三梯队、初中第一梯队”对口学区房价格上涨最为明显，“小学第一梯队、初中第三梯队”对口学区房价格下降最为明显。

4. 政策协同探索：“多校划片”政策缓解“以房择优”的教育不公平风险

“公民同招、民办摇号”政策是教育均衡化发展的关键举措，但政策实施后，在化解基础教育起点不公平问题的同时，又加剧了“以房择优”的教育不公平风险。在“单校划片”规则下，学区房所有权与公立学校分配结果一一对应。“多校划片”改革具有两点差异：一是将公立学校分配结果与学区房所有权之间的“一对一”关系转为“多对多”关系，在一定区域内扩大了家庭的学校选择空间；二是入学方式由“固定入学”变为片区内“随机入学”，即学校分配结果的确定性被打破。这种分配规则改革产生了两大影响：一方面，公立学校教育质量和对口学区房定价原则的相对变化；另一方面，家庭进入优质公立学校的确定性变弱。在“多校划片”改革后，家庭会将同一片区的学校视作一个整体，因此片区$ l $的教育质量$ {Y}_{l} $可用片区内学校平均质量表示，即$ {Y}_{l}={Y}\left({y}^{pub}\right)=\dfrac{1}{J}\cdot{\sum }_{j=1}^{J}{y}_{j}^{pub} $，且$ \dfrac{\partial {Y}_{l}}{\partial {y}^{pub}} > 0 $。“多校划片”规则使家庭公立学校选择结果具有不确定性，即家庭购买了公立学校j对口的学区房也未必可以上公立学校j。此时，家庭选择公立学校的效用函数就变为：

家庭就会根据变化后的效用水平进行新的选择，由于$ \delta < 1 $，“多校划片”政策改革后家庭选择公立学校的效用水平$ {u}_{i}^{pub} $下降了，这就可以对冲“公民同招、民办摇号”政策的影响，在一定程度上缓解家庭由民办学校转向公立学校的需求增量，继而缓解房价的上涨幅度。由此，本文得出假说4。

假说4：政策工具之间的相互协同可以化解强制性制度变迁过程中不可回避的隐含社会成本，“多校划片”政策改革能有效缓解“公民同招、民办摇号”政策所带来的“以房择优”的不公平风险。

四、实证设计

（一）数据、变量与描述性统计 ⁴

考虑到上海市基础教育资源的分布情况及小升初入学方式等，本文选取上海市中心城区作为研究区域，包括浦西老城区（黄浦区、杨浦区、徐汇区、静安区、虹口区和普陀区）和浦东新区。本文所用数据主要包括两个部分：一是由上海市各区教育局公布的基础教育阶段入学对口划片范围；二是来源于某房地产经纪公司交易平台公布的上海二手房成交数据和房屋出租数据。关于上海市学区数据，本文根据各学校的招生简章信息，通过小区名称或门牌号的直接匹配、道路边界地理信息的空间匹配、居委会管辖范围的间接匹配等方式手工匹配各小区对口的公立初中，共收集整理了8个城区316所初中的划片范围。参考孙伟增和林嘉瑜（2020）等研究，本文剔除了样本期内新建的学校和样本内“民转公”学校对口的小区，以使估计结果更加准确。国内学者大多基于20世纪50年代重点学校名单，并进一步综合了非官方的学校评级作为学校教育质量的衡量（胡婉旸等，2014；张牧扬等，2016；邵磊等，2020）。参考上述文献，本文根据家长帮、搜狐网、上哪学等择校平台提供的公立初中梯队排名，并结合各初中“四校八大”的预录取情况，为本文涉及的316所公立初中进行综合评分（j_score）。通过各初中“四校八大”的预录取情况对初中梯队排名进行适当调整，最后通过有序变量量化各小区对口的公立初中的综合评分。公立初中为第一梯队，记为j_score=4，第二梯队记为j_score=3，第三梯队记为j_score=2，第四梯队记为j_score=1。若出现小区对口多所初中的情况，则计算该小区对口初中的平均得分。此外，参考Chan等（2020）和张传勇等（2022）的方法，用上一年竞赛成绩衡量当年各初中的生源质量，本文从上海教育网站获取了2017—2020年各学校获得的竞赛成绩，包括上海市青少年科技创新大赛等八个可以计入中考综合测评的竞赛。

本文采用的房产交易数据来源于当地市场份额居前的某房地产经纪公司交易平台，覆盖了上海市黄浦区、徐汇区、杨浦区、虹口区、静安区、普陀区及浦东新区自2018年9月到2021年9月共计116079条成交住房样本。为了使回归结果更稳健，本文对样本进行了以下处理：第一，剔除信息缺失的样本；第二，剔除涉及商业办公类、车库、地下室和工业厂房的样本；第三，剔除异常值数据；第四，剔除了样本期内只交易过1次的小区及只在政策前或者只在政策后交易的小区。最终进行实证回归的数据为102799条，共覆盖了4164个住宅小区。本文将前三梯队（j_score >1）视作优质初中，并将其作为实验组，第四梯队视作非优质初中（j_score=1），并将其作为对照组。其中，对口优质公立初中的小区共1584个，对口非优质公立初中的小区共2580个。房产交易数据中还包含了房屋的一系列特征，例如房屋的建筑面积、房屋户型、梯户比例、是否配备电梯、装修情况、建成年代、所在楼层位置及朝向等。参考张传勇等（2022）的研究，本文将民办学校可得性（mbcz）定义为小区附近1000米内是否有民办初中，并作为控制变量加入模型，考察民办学校对学区房价格的影响。

（二）实证模型设定和识别策略

1. 基准回归：“起跑线公平”

（1）民办学校热度下降和“起跑线不公平”抑制效应评估

“公民同招、民办摇号”政策的实施是为了引导所有学校在生源均衡的基础上，促进学校间的良性竞争，实现从“挑好学生”到“教好学生”的教育回归。参考Agarwal等（2016）和叶菁菁等（2022）的处理方法，考虑到公办学校将3千米作为“就近入学”的最远距离及学生上学的便利性等因素，本文计算了所有民办初中到各小区的距离，将500米范围内作为分界，即距离民办初中500米范围内小区作为实验组，500米到3000米范围内小区作为对照组，建立双重差分模型，讨论“公民同招、民办摇号”政策对民办学校附近小区租金的影响。具体计量模型如下：

其中，$ {treat}_{i}=1 $表示民办初中500米范围内的住宅，$ {treat}_{i}=0 $表示民办初中500米至3000米范围内住宅；$ {post}_{t} $为政策时间变量，“公民同招、民办摇号”政策出台之前为0，政策出台之后赋值为1；交互项$ {treat}_{i} \times {post}_{t} $系数$ {\beta }_{1} $即为该政策效应的估计量，如果系数$ {\beta }_{1} $负显著，则意味着 “公民同招、民办摇号”政策带来民办学校附近住宅租金下降，即民办初中附近住房需求下降；$ \alpha $为常数；$ {\lambda }_{j} $为小区$ j $的固定效应，控制了影响小区价格的非时变因素，如小区的位置、交通便利性、就医可达性等；$ {\mu }_{t} $为月份固定效应，反映了全样本房价的时间趋势；$ {\Omega }_{it} $为住宅$ i $在时间$ t $的特征变量，包括建筑面积、卧室个数、客厅个数、楼层所处位置、房龄和房屋朝向；$ {\varepsilon }_{ijt} $为随机误差项。

（2）择校思维转变和“以房择优”的不公平风险溢出效应评估

为了弥补由民办初中入学不确定性上升而造成的福利损失，家庭会优先选择购买优质的公立初中对口学区房（Jin等，2023），不会选择第四梯队公立初中对口学区房。因此，“公民同招、民办摇号”政策对不同质量公立初中对口学区房影响存在显著差异，主要是影响第一、第二、第三梯队公立初中对口学区房。因此，参考Vig（2013）、宋傅天和姚东旻（2021）以及Jin等（2023）的方法，按照政策前各初中质量排名进行分组，并以样本固有差异来识别政策效应。在后续实证分析中，按照受到“公民同招、民办摇号”政策影响程度的大小，将前三梯队（j_score >1）视作优质初中作为实验组，第四梯队视作非优质初中（j_score=1）作为对照组，以“公民同招、民办摇号”政策的颁布时间作为政策冲击时点，结合特征价格理论构建双重差分模型，研究该政策对学区房市场价格的影响。

根据上述思路，本文的基准计量模型构造如下：

其中，因变量$ \mathrm{ln} {HP}_{ijt} $为每平方米房价的自然对数，下角标表示位于小区$ j $的住宅$ i $在时间$ t $的成交价格；$ {treat}_{i} $为政策分组变量，$ {treat}_{i}=1 $代表处理组，即优质初中对口的小区，$ {treat}_{i}=0 $为控制组，即非优质初中对口的小区；$ {post}_{t} $为政策时间变量，“公民同招、民办摇号”政策出台之前为0，政策出台之后赋值为1；交互项$ {treat}_{i} \times {post}_{t} $系数$ {\beta }_{1} $为该政策效应的估计量，其余变量与式（9）相同。

2. “以终为始”投资逻辑下学区房价格“削峰填谷”效应评估

为了进一步研究政策实施后家庭教育投资逻辑改变带来的学区房价格结构性差异，本文将基准回归实验组中的优质公立初中对口小区划分为更详细的第一梯队、第二梯队和第三梯队对口小区，并在回归模型中引入公立小学不同梯队的虚拟变量，以进一步明确优质教育资源“削峰填谷”效应的存在性。“削峰填谷”效应评估的计量模型构造如下：

其中，因变量$\mathrm{ln} {HP}_{ijt} $为每平方米房价的自然对数，下角标表示位于小区$ j $的住宅$ i $在时间$ t $的成交价格；$ {treat}_{i} $和$ {post}_{t} $的含义与式（9）一致；$ {p}_{1} $、$ {p}_{1} $和$ {p}_{3} $分别表示是否属于公立小学第一梯队、第二梯队、第三梯队的虚拟变量，则三重交互项的系数$ {\beta }_{1} $、$ {\beta }_{2} $、$ {\beta }_{3} $即为该政策效应的估计量，其他变量与式（9）相同。

3. 政策协同探索：“多校划片”政策缓解“以房择优”的教育不公平风险评估

为了进一步探究教育均等化改革措施的协同效应，本文将早在2005年就已经实施“多校划片”改革的上海市长宁区纳入研究样本，来评估政策工具间的协同能否缓解由“公民同招、民办摇号”政策带来的“以房择优”的不公平风险溢出。本部分引入小区是否受“多校划片”政策影响作为调节变量，具体计量模型如下：

其中，因变量$ \mathrm{ln} {HP}_{ijt} $为每平方米房价的自然对数，下角标表示位于小区$ j $的住宅$ i $在时间$ t $的成交价格；$ {Multisch}_{it} $表示“多校划片”政策的代理变量，$ {Multisch}_{it}=1 $表示受“多校划片”政策影响的小区，$ {Multisch}_{it}=0 $表示不受“多校划片”政策影响的小区；$ {\varepsilon }_{ijt} $为随机误差项，其他变量设定同式（9）；$ {treat}_{i}\times{post}_{t} $表示“公民同招、民办摇号”政策的代理变量，受政策影响的小区为1，不受影响的小区为0，即第一、第二、第三梯队公立初中对口的小区在政策前为0，政策后为1，第四梯队学校对口的小区一直为0；$ {\beta }_{1} $为“公民同招、民办摇号”政策效应估计量，$ {\beta }_{3} $为“多校划片”政策的调节效应。

五、实证结果与分析

（一）基准回归结果与稳健性分析：“以房择优”的不公平风险溢出效应评估

1. 基准回归结果与分析

根据式（11）和式（12）的设定，该部分从整体上讨论了“公民同招、民办摇号”政策对民办初中附近小区租金和优质公立初中对口小区房价的影响。表1报告了双重差分模型的计量结果，基准回归中均控制了小区固定效应和月份固定效应，列（1）为民办初中附近租金的回归结果，列（2）未控制房屋特征下政策实施对房价的影响，列（3）在此基础上加入房屋特征的控制变量。

表1的结果表明，该政策的实施使民办初中附近房租下降了大约0.86%，在5%的显著性水平下显著。同时，政策实施后优质初中对口小区房价上涨了大约3.65%，在加入房屋特征控制变量后，政策效应为3.75%，均通过了1%的显著性检验。加入控制变量后，政策效应的大小、正负号和显著性均未发生较大改变，说明基准回归稳健。各房屋特征变量系数的大小、正负与实际情况和相关文献资料相符合，这就验证了假说1和假说2的观点。“公民同招、民办摇号”政策的实施在一定程度上加剧了教育资本化现象。虽然该政策的实施有利于缓解民办初中“择校热”，促进教育的“起跑线公平”，有利于公立教育的发展，但从另一个角度来看，进入公立初中的前提是“就近入学”政策，即需要在该初中对口小区买房或租房，并且买房入学的顺序先于租房入学的顺序，这也就使得高收入家庭拥有优先进入理想初中的权利，因此，旨在促进教育公平的政策又引发了“以房择优”的不公平风险溢出。此外，本文还分析了“公民同招、民办摇号”政策的预期效应，结果显示家庭没有对该政策提前反应。 ²

2. 租金稳健性检验

（1）平行趋势检验

根据平行趋势检验结果，在10%的显著性水平下，政策冲击前的系数基本无法拒绝原假设，即在政策发生前控制组和实验组具有相同的趋势，通过了平行趋势检验。但在政策发布的当期，租金立即呈现出上升的趋势，变量的系数全部为正且显著，可以说明“公民同招、民办摇号”政策对租金的影响是显著且持续的。

（2）安慰剂检验

为确定“公民同招、民办摇号”政策对租房市场的影响并不是偶然发生的，本文使用蒙特卡洛法随机抽取了422个小区作为实验组，用基准模型估计安慰剂效应的系数，并在此基础上重复1000次，以检验结果的稳定性。根据模拟得到租金回归系数核密度估计图，系数接近均值为0的正态分布，模拟系数均值与真实系数0.086相差较大，因此，基准回归结果是稳健的。

（3）调整租房市场范围

本文调整了既定的民办初中校与租住房屋之间的距离，将“就近入学”规定的最远距离由原来的3000米逐步扩大到4000米、5000米、6000米，并将实验组进一步设定为距离民办初中300米、400米、500米、800米、1000米、1200米等范围内小区。根据回归结果，在“就近入学”规定的最远距离为3000米至6000米样本中，“公民同招、民办摇号”政策实施均带来民办初中附近500米范围内的房租显著下降，但对民办初中附近500米范围以外的房租并没有显著影响。这就意味着民办初中对租房市场的影响范围约为500米。

（4）替换被解释变量

本文租金基准回归是以每平方米的租金为被解释变量，为检验结果的稳健性，本文采取更换被解释变量的方法，以房屋成交租金为被解释变量进行回归。根据回归结果，以房屋成交租金为被解释变量回归得到的政策效果仍为−0.86%，租金基准回归的结果是稳健的。

（5）“次新房”样本

出租房不受学区的限制，家长对租房的选择更有灵活性，家长在选择租房时，除考虑民办学校与租房之间的距离外，还可以自主选择舒适度较高、周边基础设施较为齐全的房屋。“次新房”小区为建成年代较晚，且面积较大的出租房，舒适度更佳。本文将房龄小于等于10年且建筑面积大于等于60平方米的住宅视作“次新房”，结果显示政策效应为−3.19%，其政策效应与基准回归结果一致。

3. 学区房溢价的稳健性检验

（1）平行趋势检验

根据平行趋势检验图，在10%的显著性水平下，政策冲击前的系数基本无法拒绝原假设，即在政策发生前控制组和实验组具有相同的趋势，通过了平行趋势检验。但在政策发布7个月后，房价立即呈现出上升的趋势，变量的系数全部为正且显著，说明“公民同招、民办摇号”政策对房价的影响是显著且持续的。

（2）安慰剂检验

本文使用蒙特卡洛法通过虚构处理组进行检验。将全样本中的小区在控制组和实验组之间进行随机分配，具体操作为随机抽取1584个小区作为随机试验中实验组，用基准模型估计安慰剂效应的系数，采用蒙特卡洛法重复1000次试验，得到的系数接近均值为0的正态分布，说明基准回归结果是可靠的。

（3）替换变量、政策时点和估计样本

①替换被解释变量。部分学者使用了挂牌价作为被解释变量，如张牧扬等（2016）、刘亚南和汤玉刚（2021）。本文将被解释变量替换为挂牌价进行稳健性检验，结果显示，在1%的显著性水平下，该政策的实施使优质初中对口小区房价上涨了大约3.65%，与基准回归结果基本一致，进而验证了该政策的实施对学区房市场房价的影响具有稳健性。②替换政策冲击时点。本部分将政策冲击时点改为政策实施时间进行稳健性检验。结果显示，该政策的实施使优质初中对口小区房价上涨了大约3.89%，其结果略高于基准回归结果，验证了该政策对学区房市场房价影响的稳健性。③选择“老、破、小”房屋子样本。本文选择“老、破、小”房屋子样本进行稳健性检验，将房龄超过20年、建筑面积小于60平方米且没有电梯的住宅视作“老、破、小”房屋，结果显示政策效应为4.78%，其政策效应与基准回归结果呈现一致性。④排除其他政策干扰。首先，本文剔除了学校合并或集团化的学校后重新回归，结果显示政策效应为3.71%；其次，为了排除中考招生改革与“双减”政策的干扰，本文缩短样本区间至2021年2月重新进行回归，结果显示政策效应变为2.52%；最后，本文将样本中涉及教师轮岗制度的浦东新区剔除重新回归，结果显示政策效应变为3.50%。政策效应回归结果与基准回归结果一致。

（二）“以终为始”投资逻辑下学区房价格“削峰填谷”效应评估

本文将基准回归实验组中的优质公立学校对口小区进一步划分为更加详细的第一梯队、第二梯队和第三梯队对口小区，从而进行异质性分析。表2报告了不同梯队初中对口小区房价对政策反应的回归结果。结果显示，公立小学和初中的教育质量梯队差异会影响“公民同招、民办摇号”政策的作用效果，列（1）至列（3）分别展示了第一、第二、第三梯队公立初中对口的学区房房价变化情况。根据回归结果，“公民同招、民办摇号”政策使得“小学第三梯队、初中第一梯队”对口学区房价格上涨最高，但“小学第一梯队、初中第三梯队”对口学区房价格却显著下降，这就意味着“公民同招、民办摇号”政策产生了学区房价格的“削峰填谷”现象，且家庭更加关注公立初中的教育质量，证明了假说3。

（三）政策协同探索：“多校划片”政策缓解“以房择优”的不公平风险评估 ³

本文在样本中加入了长宁区房屋交易数据。根据回归结果，“多校划片”政策显著抑制了“公民同招、民办摇号”政策所带来的房价上涨效应。未来可以进一步对“质量均等化”和“机会均等化”措施展开深入研究，从而构建政策协同体系来实现教育优质均衡。

六、结论与建议

本文研究了基础教育“起跑线公平”措施的房地产资本化效应，通过构建教育选择的竞争性均衡模型提出研究假说，利用匹配得到的2018年9月至2021年9月上海市主城区二手房交易数据，以上海市2020年3月11日出台的“公民同招、民办摇号”政策为冲击事件，使用双重差分法（DID）的识别策略，评估了“公民同招、民办摇号”政策的平均资本化效应、风险溢出效应和政策协同效应。本文主要得到了以下实证结果：第一，“公民同招、民办摇号”政策实施后，民办学校“掐尖”逻辑被打破，民办初中附近房租下降了大约0.86%，达成了“起跑线公平”的政策目的。然而，政策也带来了上海市主城区房屋价格平均上涨约3.75%，显著增强了区域内学区房的教育资本化溢价，造成“以房择优”的教育不公平风险溢出。第二，在政策实施后，家庭的教育投资逻辑发生改变，从关注公立小学教育质量转向关注公立初中教育质量，带来学区房价格的“削峰填谷”现象。第三，“多校划片”改革显著削弱了“公民同招、民办摇号”政策带来的教育资本化溢价，未来可以通过教育均等化改革措施间的协同来消除制度变迁政策所带来不可回避的隐含社会成本。

首先，应当正确认识“公民同招、民办摇号”政策落地初期所带来社会新的择校焦虑以及由此所产生的教育不公平风险溢出，政府和相关部门要合理引导家庭理性择校，并进行公立学校和民办学校之间生源的有效配置。理论推导和实证检验都发现，市场对基础教育公共服务的不确定性表现出明确的风险厌恶偏好，未及时疏解的择校焦虑会直接引发学区房市场的教育资本化溢价，进一步强化“以房择优”的教育不公平风险。同时，“公民同招、民办摇号”政策实施后，政府需要让公立学校和民办学校共同参与到招生治理的全过程中，帮助解决教育生态转型中的短期问题，以避免新的教育不公平问题出现。

其次，需要同“质量均等化”措施相配合，通过优质教育资源供给的增加来实现区域内基础教育的优质均衡发展。“公民同招、民办摇号”政策并没有从根本上改变优质教育资源供给不均衡的问题，仅仅是在生源分配过程中引入不确定性来实现部分机会公平，这种扩大“生源选择池”的方法并不能消除优质教育资源供给不足，只是压缩了家庭的教育选择权。因此，要想从根本上实现基础教育均等化，除了通过“起跑线公平”政策构建良性竞争生态外，还需要对区域内教育资源进行“质量均等化”的整合和改革，继续推进校际沟通、取长补短、协调统筹等措施。

最后，重视制度变迁所带来的隐含社会成本和风险溢出，通过教育均等化举措间的政策协同来化解这一风险。本文的实证分析证实了“多校划片”改革能够化解“公民同招、民办摇号”政策带来教育不公平风险，这就要求政策制定当局要提前预判制度变迁政策的风险溢出情况，并提前应对。未来在推进教育均等化改革的过程中，既要注重政策目标的系统性，也要注重政策工具的系统性。

1关于部分变量的说明：装修情况decoration（毛坯：1 ；简装：2 ；精装：3 ；其他：0）；楼层位置floor（低楼层：1；中楼层：2；高楼层：3）；朝向orientation（朝西或西北：1；朝北：2；朝东北：3；朝东或西南：4；朝东南：5；朝南（非南北）：6；“南北”朝向：7）

2限于篇幅，本文省略了部分实证结果和稳健性检验实证结果表格，留存备索。

3限于篇幅，图表分析省略，留存备索。

4限于篇幅，省略描述性统计表格，留存备索。