Salarisverschillen tussen afgestudeerde hbo‐ studenten en academici Het effect van de invoering van de bachelor‐masterstructuur op het salaris.
18 juni 2010
Bachelorscriptie Econometrie Hennie el Amam, 0526843 Begeleiders: dr. J.C.M van Ophem drs. E.J. Rietstap
Universiteit van Amsterdam Afdeling kwantitatieve economie
Inhoudsopgave
1
Inleiding
2
2
Ontwikkelingen hoger onderwijs
4
2.1
4
3
Human Capitaltheorie
8
3.1
9
4
Data
12
4.1
Schattingresultaten
16
4.1.1 Toetsen
21
4.2
Samenvatting
21
5
Conclusie
Bibliografie
Bama‐invoering
Het model
23
25
Appendix A
26
Appendix B
27
Appendix C
28
1
1. Inleiding Nederland wordt gekenmerkt als een kenniseconomie. De twee voornaamste drijfkrachten achter deze economie zijn de hogescholen en universiteiten, waarbij enerzijds een universiteit oorspronkelijk wetenschappelijk onderzoek verzorgt en academici opleidt en anderzijds hogescholen meer gericht zijn op het ontwikkelen van vaardigheden die aansluiten op de beroepspraktijk. De afgelopen jaren zijn er veel veranderingen aangebracht in de structuur van deze instellingen. Na de invoering van de bachelor‐masterstructuur (bama) in 2002 zijn er zowel nieuwe als
sterkere samenwerkingsverbanden ontstaan tussen hogescholen en universiteiten.
In deze scriptie wordt onderzocht wat deze veranderingen in het hoger
onderwijs voor effect hebben op de startlonen van hbo’ers en academici in Nederland. Na de invoering van de bachelor‐masterstructuur lijken hogescholen en universiteiten naar elkaar toe te groeien. De vraag is of dit ook zal leiden tot het naar elkaar toe groeien van de startlonen. Om deze loonverschillen te verklaren wordt het Human Capital theorie van Becker (1964) gebruikt. Deze theorie tracht alle determinanten voor het salaris te bepalen. Belangrijke verklarende variabelen voor het salaris zijn onder andere scholing, sekse en werkervaring.
Vervolgens worden de volgende vragen beantwoord: in welke
studiecategorie zijn de loonverschillen het grootst? Wat zijn de belangrijkste determinanten in het bepalen van het startloon? Aan de hand van een lineair regressiemodel wordt het effect van scholing op lonen geschat. Met een dummyvariabele voor het behalen van een wo‐diploma kan het verschil van dit effect tussen academici en hbo studenten worden geschat met behulp van de methode Ordinary Least Squares (OLS). Er wordt onderscheid gemaakt in de volgende groepen: het oude systeem van hoger onderwijs in vergelijking met het nieuwe bachelor‐mastersysteem. Er worden diverse toetsen uitgevoerd om de verschillen binnen de groepen te meten. Bij het verklaren van deze verschillen wordt
de Human Capitaltheorie als uitgangspunt genomen.
Het nut van dit onderzoek is tweedelig. Ten eerste zal het een belangrijke
bijdrage leveren aan de studentengemeenschap. Uit de resultaten zal blijken welke kenmerken een significante bijdrage leveren aan de startlonen. Vooral voor studenten die twijfelen tussen een hbo‐ en wo‐ opleiding zullen de resultaten
2
geapprecieerd worden. Ten tweede levert deze scriptie een bijdrage aan het beter begrijpen van de interactie tussen het hoger onderwijs en de arbeidsmarkt in Nederland.
Deze scriptie is als volgt opgebouwd. In hoofdstuk 2 worden de
ontwikkelingen besproken van de afgelopen jaren in het hoger onderwijs. Hoofdstuk 3 bespreekt de Human Capitaltheorie van Becker(1964) en het model. De data en onderzoeksresultaten komen aan bod in hoofdstuk 4. Tot slot volgt de conclusie in hoofdstuk 5.
3
2 Ontwikkelingen hoger onderwijs Om de ontwikkelingen van de loonverschillen tussen hbo’ers en academici te onderzoeken, is het noodzakelijk om op de hoogte te zijn van de ontwikkelingen binnen het hoger onderwijs. Het afgelopen decennium is het hoger onderwijs in Nederland onderhevig geweest aan grote veranderingen. Een van de belangrijkste veranderingen is de overstap naar de bachelor‐master structuur (bama) die in 2002 officieel is ingevoerd. Verder zijn er zowel nieuwe als sterkere samenwerkingsverbanden ontstaan tussen hogescholen en universiteiten.
De ontwikkelingen binnen het onderwijs worden in de volgende paragraaf
nader besproken. Per verandering wordt besproken wat de motieven, de implicaties en het verwachte effect op het niveauverschil tussen hbo‐ en wo‐opleidingen zijn. 2.1 Bama‐Invoering Het Nederlandse hoger onderwijssysteem kent een binair stelsel, met daarbinnen een sector wetenschappelijk onderwijs en hoger beroepsonderwijs. Het hbo heeft een beroepsgerichte oriëntatie. Dit houdt in dat de opleidingen gericht zijn op het ontwikkelen van vaardigheden die nauw aansluiten op de beroepspraktijk. Het wo heeft een wetenschappelijke oriëntatie, de opleidingen bereiden voor op het zelfstandig doen van onderzoek en het op wetenschappelijk niveau oplossen van vraagstukken.
Voor de invoering van de bama‐structuur werd het wetenschappelijk
onderwijs gekenmerkt door een zogenaamde lange eerste cyclus. Een cyclus of fase die in een periode variërend van vier tot zes jaar opleidde tot het doctoraal. Het hoger beroepsonderwijs omvatte een vierjarige cyclus dat leidde tot een getuigschrift. Een van de problemen hierbij was het ontbreken van een correcte erkenning van een Nederlands diploma in het buitenland. Zo werd het Nederlandse doctoraaldiploma gezien als een first degree en dus gelijkgesteld aan een bachelorgraad in plaats van een mastergraad (een second degree). Ook hbo‐ afgestudeerden ondervonden problemen omdat niet altijd duidelijk was hoe het hbo‐getuigschrift zich verhield met een vergelijkbaar diploma aan een universiteit in
4
het buitenland (Rinnooy Kan e.a., 2000, p. 3).
De huidige bama‐structuur verdeelt het hoger onderwijs in een bachelorfase
en een masterfase. In het hbo duurt een bachelor vier jaar, in het wo drie jaar. De masterfase komt na de bachelorfase en duurt in het hbo een jaar en in het wo tussen de een en drie jaar. In het wo wordt het bachelordiploma als tussendiploma beschouwd en in het hbo als einddiploma. Dit is een van de redenen dat een universitaire masterprogramma gesubsidieerd wordt door de overheid waar dit in de meeste gevallen niet geldt voor een hbo‐master.
Een van de aanleidingen voor het invoeren van de bama‐structuur is de
Bologna‐verklaring. Deze verklaring is in juni 1999 ondertekend door de Minister van Onderwijs, samen met collega’s uit 29 Europese landen. Hierin is de intentie vastgelegd om de komende tien jaar te komen tot een verenigbaar en vergelijkbaar hoger onderwijssysteem in Europa. Dit systeem is gebaseerd op twee cycli (undergraduate en graduate). Het motief hiervoor is om de internationale concurrentiekracht van het Europese hoger onderwijs te versterken (Rinnooy Kan e.a., 2000, p7).
Een andere reden voor de invoering van de bachelor‐masterstructuur is het
tekort aan hoger opgeleiden in Nederland. Bij‐ en omscholing zijn belangrijke middelen om dit tekort te bestrijden. Daarvoor is de flexibilisering van leerwegen en het creëren van verschillende instroom‐ en doorstroommomenten van belang. De bachelor‐masterstructuur draagt er aan bij om deze doelen te bereiken en zodoende het tekort te bestrijden (Rinnooy Kan e.a., 2000, p. 3).
Hieruit blijkt dat een van de redenen voor het invoeren van de bama‐
structuur het flexibiliseren is van de leerwegen. Ook in de pre‐bama systeem konden hbo‐afgestudeerden doorstromen naar een universitaire opleiding. Universiteiten dienden deze studenten een programma aan te bieden om binnen maximaal drie jaar een academisch diploma te behalen. Na de invoering van de bachelor‐ masterstructuur is er meer aandacht geweest aan de doorstroom van deze particuliere groep. In theorie zou dit makkelijker moeten zijn na de bama‐structuur. Door middel van een schakelprogramma van 30 tot 60 studiepunten kunnen hbo‐ studenten doorstromen naar een wo‐master. Een hbo‐afgestudeerde kan meestal,
5
afhankelijk van de duur van het masterprogramma, een wo masterdiploma behalen binnen 1.5 tot 2.5 jaar. Dit is een verbetering in vergelijking met de periode voor 2003 (Westerheijden e.a., 2008, pp. 32‐33). Voor hbo‐studenten lijkt het, ook in praktijk, na de bachelor‐masterstructuur makkelijker om door te stromen naar het wo.
De Bologna‐verklaring is onder andere ondertekend om internationaal te
kunnen concurreren met voornamelijk de VS. Aangezien Nederland vrij uniek is in het hebben van een hbo, kan dit betekenen dat onder de concurrentiedruk het hoger beroepsonderwijs en wetenschappelijke onderwijs steeds meer op elkaar gaan lijken en er meer wordt samengewerkt. Bijna elke Nederlandse universiteit heeft wel een soort van samenwerking met een of meer hogescholen. Hoewel sommige universiteiten al de mogelijkheden voor samenwerkingen aan het verkennen waren voor de bachelor‐masterstructuur, was de bama zonder twijfel een stimulans om dit uit te breiden. Voorbeelden van deze samenwerkingen zijn dat sommige hogescholen en universiteiten een gezamenlijk College van Bestuur kregen ( bijvoorbeeld UvA‐HvA). Een ander voorbeeld is dat in sommige gevallen hbo‐ bachelorstudenten de mogelijk krijgen om een pre‐master programma te volgen tijdens de bachelor curriculum. Na het succesvol afronden van deze pre‐master en bachelor programma kan de hbo‐student direct doorstromen naar een wo‐master (Westerheijden e.a., 2008, p. 33). Verder blijkt het dat werkgevers bij het hbo meer betrokken zijn geweest bij curriculavernieuwing (ruim 40%), dan in het wo waar dit tot 21% was ( De Wolf e.a., 2003, p. 48). Dit kan ertoe leiden dat hbo‐afgestudeerde een betere aansluiting krijgen met de arbeidsmarkt en dus meer geapprecieerd zullen worden.
Bovenstaande voorbeelden wijzen erop dat er, na de invoering van de bama‐
structuur, nieuwe samenwerkingen zijn ontstaan tussen hogescholen en universiteiten. Het doel om de leerwegen te flexibiliseren lijkt gedeeltelijk te zijn bereikt hierdoor, een hbo‐student heeft gemiddeld minder tijd nodig om door te stromen naar een wo‐master. Dit kan betekenen dat het niveauverschil tussen hbo en wo kleiner is geworden, en hiermee ook het loonverschil (Becker, 1964). Om de
6
relatie tussen deze ontwikkelingen in het onderwijs en het salaris vast te stellen, dient de Human Capitaltheorie verder besproken te worden.
7
3 Human Capitaltheorie De Human Capitaltheorie is ontwikkeld door Becker (1964) en vormt de basis van loonvergelijkingen tussen verschillende groepen mensen. Deze theorie gaat ervan uit dat mensen op verschillende manieren investeren, niet slechts om hun huidige nut te maximaliseren, maar ook om toekomstige monetair en niet‐monetair nut te maximaliseren. Scholing is een voorbeeld hiervan. Er wordt verondersteld dat de productiviteit van een werknemer bepalend is voor de hoogte van het loon. De factoren die de productiviteit bepalen bestaan voornamelijk uit scholing, werkervaring en sekse. Dit betekent dat een loonverschil tussen afgestudeerde hbo‐ studenten en academici, gegeven de overige factoren, veroorzaakt wordt door een productiviteitsverschil. Academici hebben meer vaardigheden en kennis opgedaan dan hbo‐studenten, en hierdoor hebben zij een hoger productiviteit.
De invloed van scholing op salarissen is een onderwerp dat veel aandacht
heeft gekregen in studies op empirisch niveau. Het resultaat komt overeen met de theorie: hoger opgeleide werknemers verdienen, gegeven hun hogere productiviteit, ook hogere lonen (Garcia‐Aracil, Mora en Villa, 2004, p. 288).
De afgelopen jaren is er meer aandacht geweest voor verschillende soorten
competenties in de arbeidsmarkt. Voorbeelden hiervan zijn de talenten, vaardigheden en capaciteiten van afgestudeerden die een bijdrage leveren aan de productiviteitswinsten. Deze productiviteitswinsten spelen een hoofdrol in het realiseren van economische groei en ontwikkeling. Er is geen consensus over de te onderscheiden soorten competenties. In eerdere onderzoeken verschilde dit van drie tot vijf groepen. Andere onderzoekers passen het aantal groepen aan passend bij de beschikbare data (Garcia‐Aracil, Mora en Villa, 2004, p. 290). In deze scriptie wordt het aantal competenties aangepast aan de beschikbare data, zodat al de beschikbare informatie gebruikt wordt in het te schatten model. Er worden in dit onderzoek drie categorieën opgenomen: persoonlijke kenmerken, studiekenmerken en arbeidskenmerken. Een korte omschrijving van de variabelen volgt.
8
3.1 Het model Het model dat gebruikt wordt, is een eenvoudig Human Capitalmodel met als afhankelijke variabele de log van het netto maandsalaris. Het model ziet er als volgt uit: ln eerstebaansalaris i =
' xi
i
(1)
In x i zijn de determinanten opgenomen, de meesten aan de hand van de Human Capitaltheorie. Enkele determinanten zijn gekozen aan de hand van eerder onderzoek. Tabel 1,2 en 3 geven een overzicht van de drie categorieën determinanten in x . Tabel 1
Overzicht determinanten behorende tot de categorie persoonlijke kenmerken Determinant
Omschrijving
Leeftijd_eerstebaan
Leeftijd ondervraagde bij aanvang van eerste baan
Man
Dummyvariabele voor man
Kind
Dummyvariabele voor het hebben van kinderen
Etnic Dummyvariabele voor etniciteit Tabel 2
Overzicht determinanten behorende tot de categorie studiekenmerken Determinant
Omschrijving
Wo‐master
Dummyvariabele voor wo‐mastergraad (wo‐master=1, hbo‐ bachelor=0)
Wo‐doctoraal
Dummyvariabele voor wo‐doctoraal (wo‐doctoraal=1, hbo‐ getuigschrift=0)
Gemid_tentamencijfer
Gemiddelde tentamencijfer.
Opl
Opleidingscategorie: 2 Economie, 3 gezondheidszorg, 4 Psychologie, 5 Techniek, 6 Onderwijs, 7 Agrarisch,8 Ict, 9 Rechten, 10 Talen,1 Overig
9
Er worden twee varianten onderscheiden: een met de dummyvariabele wo‐master en de ander met wo‐doctoraal. Hiermee meten we, ceteris paribus, het procentueel verschil in lonen tussen academici en hbo‐studenten. Voor wo‐master betreft dit het bama‐systeem, voor wo‐doctoraal het pre‐bama systeem. De variabelen leeftijd (beide categorieën), man en wo‐master en wo‐doctoraal zijn in het model opgenomen aan de hand van de Human Capitaltheorie. De verwachting is dat allen een positief effect zullen hebben op het startsalaris. Zoals besproken in hoofdstuk 2, duurt het na de bama gemiddeld minder tijd voor een hbo‐student om door te stromen naar het wo. Wellicht dat het salarisverschil tussen academici en hbo‐ studenten dezelfde trend volgt en ook afneemt. Aan de hand van etnic kan onderzocht worden of er sprake is van discriminatie op de arbeidsmarkt. De variabele kind meet het looneffect van het hebben van kinderen. Uit onderzoek, in onder andere Australië, is gebleken dat het gemiddelde tentamencijfer bij de meeste studies een positieve invloed heeft op het salaris (Chia en Miller, 2008, p. 17). In Australië was dit effect per hoger gemiddeld tentamencijfer rond de 7%. Om te onderzoeken of dit ook het geval is in Nederland zal de variabele gemid_tentamencijfer opgenomen worden in het model. Tot slot zijn er negen dummyvariabelen opgenomen om de verschillende opleidingscategorieën te onderscheiden. Tabel 3 Overzicht determinanten behorende tot de categorie baankenmerken Determinant
Omschrijving
Eerstebaan_startjaar
Startjaar van eerste baan.
Eerstebaan_contracturen
Aantal contracturen per week eerste baan
Eerstebaan_contracturen wordt groter of gelijk gesteld aan 30 uur zodat de meeste parttime werknemers uit de dataset vallen. Hiervoor is gekozen omdat de kans groter is dat parttime werknemers een baan hebben die inconsistent is met hun opleidingsniveau. Anders gesteld, hoe langer de werkweek, hoe groter de kans op
10
een baan die aansluit op het studieniveau (Feldman en Doerpinghaus, 1992, p. 290). Volgens het Centraal Bureau voor Statistiek is een parttime werknemer iemand die tussen 12 en 32 uur werkt per week. In deze scriptie is deze bovengrens aangepast
naar 30 om voldoende observaties over te houden voor het onderzoek.
Na een korte omschrijving van de variabelen volgt een beschrijving van de
data en onderzoeksresultaten.
11
4 Data De dataset is afkomstig van het Elsevier/SEO onderzoek van afgestudeerde hbo‐ studenten en academici. Een nieuw cohort van afgestudeerden is elk jaar geïnterviewd van 1996 tot en met 2007, met nadruk op de resultaten van de eerste 20 maanden op de arbeidsmarkt. De studenten werden onderwezen aan 14 verschillende universiteiten en hogescholen. Ongeveer 23.000 studenten studeerden elk jaar af. Op hbo‐niveau konden studenten kiezen tussen 250 verschillende opleidingen, op wo‐niveau waren er 260 verschillende opleidingen. De meeste van deze studies echter, produceren slechts kleine aantallen afgestudeerden, waardoor het maken van statistische analyses binnen deze specialisaties onbetrouwbaar zijn. Ongeveer 80 procent van de studentenpopulatie is geconcentreerd in de 113 grootste studies. Het onderzoek is beperkt tot 113 van deze studies, die gelijkmatig verdeeld zijn over het hbo en wo. Dit betekent dat de enquête representatief is voor 80 procent van de jaarlijkse uitstroom van afgestudeerden aan hogescholen en universiteiten. Elk jaar wordt een steekproef van gemiddeld 7.500 waarnemingen opgesteld. Het bijzondere van de enquête is het grote aantal studies in het hoger onderwijs en de focus op startsalarissen. We poolen verschillende cohorten met een tijddummy om ze te onderscheiden. De gegevens, gebaseerd op ongeveer 8.000 waarnemingen van 113 soorten onderwijs, worden gekenmerkt in de volgende tabellen. Tabel 4 Samenvatting gebruikte dataset
Hbo‐getuigschrift
Hbo‐bachelor
Wo‐doctoraal
Wo‐master totaal
Totaal
3046
1629
3656
279
8027
459
1373
89
2850
Eerstebaan_co 1188 ntracturen>=30
In totaal worden er twee regressies uitgevoerd om in het oude en nieuwe onderwijssysteem het startsalaris te verklaren. Doordat sommige studenten zowel
12
een wo‐doctoraal als hbo‐getuigschrift bezitten, is er overlapping in de dataset. Als dit het geval is wordt het effect van het hoogst behaalde diploma als verklarende variabele vastgesteld. Tabel 5 geeft een verder overzicht van de beschrijvende statistieken. Tabel 5 Beschrijvende statistieken Determinant
Gemiddelde alle Gemiddelde hbo‐ Gemiddelde hbo‐ Gemiddelde wo‐ Gemiddelde wo‐ waarnemingen
eerstebaan_salari 1278,93
getuigschrift
bachelor
doctoraal
master
1282,42
1364,76
1276,23
1338,09
s
Etnic
0,05
0,05
0,07
0,04
0,06
Man
0,45
0,45
0,43
0,46
0,58
Kind
0,07
0,07
0,06
0,07
0,04
gemid_tentamenc 7,01
6,97
7,04
7,06
7,28
43,69
37,65
38
38,25
25
24
26
25
ijfer eerstebaan_contr 42,14 acturen Leeftijd_eerstebaa 25 n
De salarissen zijn gecorrigeerd voor inflatie, met als basisjaar 1997. Opvallend is dat er nauwelijks onderscheid is tussen hbo en wo, het hbo doet het zelfs iets beter. Er moet rekening gehouden worden dat dit slechts gemiddelden zijn en een inzicht geven in de data, het is geen marginaal effect wat wordt waargenomen. Bovendien is het verschil minimaal. Het percentage allochtone hbo‐studenten is een fractie hoger dan bij academici. Het aandeel allochtone studenten neemt toe in de loop van de
13
tijd. Opvallend is dat het vrouwelijk aandeel afgestudeerden in elke categorie groter is dan het mannelijk aandeel, behalve bij de wo‐master. Ook zien we dat er meer afgestudeerden met een kind zijn bij hbo‐studenten. Voor wat betreft de gemiddelde leeftijd ontlopen hbo’ers en academici elkaar zoals verwacht niet veel, bij de eerste baan verschilt het een jaar. Dit komt voort uit het verschil in duur tussen een hbo‐ studie en een wo‐studie. Tot slot zijn zowel in het hbo als in het wo de cijfer gemiddelde hoger in de bama‐structuur dan in de pre‐bama systeem.
Voorts zijn de studies onderverdeeld in tien categorieën om te kijken hoe de
loonverhoudingen verschillen tussen hbo‐studenten en academici.
14
Tabel 6 Netto startsalaris per studiecategorie Determinant
Gemiddeld startsalaris alle waarnemingen
Gemiddeld Gemiddeld Gemiddeld Gemiddeld startsalaris bezitters startsalaris bezitters startsalaris bezitters startsalaris bezitters hbo‐getuigschrift hbo‐bachelor wo‐doctoraal wo‐master
Economie
1239
1196
1183
1331
1507
#economie
1283
785
269
634
47
gezondheidszorg
1406
1217
1271
1542
1799
#gezondheidszorg 782
409
133
419
10
psychologie
1106
1113
1091
1187
1366
# psychologie
529
295
77
314
14
Techniek
1232
1213
1198
1325
1320
# Techniek
592
304
122
338
58
Onderwijs
1083
1131
1106
767
‐
# Onderwijs
551
551
196
8
‐
Agrarisch
1163
1142
970
1197
1200
# Agrarisch
155
65
11
106
3
Ict
1130
1157
1236
1172
1475
# Ict
154
130
35
30
3
Rechten
1206
1155
‐
1248
1322
# Rechten
117
14
‐
117
6
Talen
1135
1184
1187
1176
1260
# Talen
427
170
51
310
10
Overig
1147
1135
1174
1220
1012
#overig
246
144
58
122
6
Uit tabel 6 blijkt dat de categorie onderwijs een beduidend lager netto maandsalaris heeft dan de andere sectoren. Het gemiddeld startsalaris van academici is in bijna alle categorieën hoger dan bij hbo‐studenten. Uitzonderingen hierop zijn de sector onderwijs en overig. Wat ook opvalt, is het geringe aantal observaties voor de academici met een masterdiploma. Dit zal te maken hebben met de relatief korte periode tussen het tijdstip van de enquête (2007), en de invoering van de bachelor‐ masterstructuur (2002). Vooral in studies van langere duur zoals geneeskunde, is dit
15
een probleem. Hierdoor waren er in 2007, ten tijde van de enquête, nog relatief weinig afgestudeerde academici met een masterdiploma. 4.1 Schattingsresultaten startsalaris Tabel 7 geeft de gevonden resultaten weer van het onderzoek van het model voor startsalarissen.
De standaardfouten zijn waar nodig gecorrigeerd op heteroskedasticiteit
door white standaardfouten. De weggelaten categorie dummy’s dient hier als referentiegroep en alle effecten zijn relatief ten opzichte van deze groep. Dat betekent bijvoorbeeld dat in dit model de vrouw dient als referentiegroep, omdat de dummyvariabele man is opgenomen. De complete referentiegroep is een afgestudeerde autochtone hbo‐studente talen zonder kinderen, die een eerste baan had tussen 1996 en 1997. De resultaten die volgen in de rest van de scriptie zijn onder de ceteris paribus‐conditie.
16
Tabel 7 Afhankelijke variabele: Ln (Eerstebaan_salaris) Sample: Eerstebaan_contracturen>=30 observaties: 2009 White Heteroskedasticiteit‐consistente standaardfouten en covariantie Determinant
coëfficiënt t'
C
6,6
Determinant 53,00
coëfficiënt
Man
0,05
Kind
0,03
Opl=overig
0,01
Opl=economie
0,07
't'
3,99 ***
0,82
0,14
3,12 *** 6,72 ***
‐0,62
*** Leeftijd_eerstebaan wo‐doctoraal
0,01
1,33
0,11
Eerstebaanstartjaar=1998
0,03
Eerstebaanstartjaar=1999
0,08
3,64 Opl=gezondheidszor *** g
0,18
Eerstebaanstartjaar=2000
0,12
4,79 ***
Opl=psychologie
‐0,02
Eerstebaanstartjaar=2001
0,18
6,95 ***
Eerstebaanstartjaar=2002
0,14
Eerstebaanstartjaar=2003
6,22 * ** 1,47
Opl=Techniek
0,08
3,00 ***
5,52 ***
Opl=Onderwijs
0,07
2,18 **
0,11
3,46 ***
Opl=Agrarisch
‐0,01
‐0,41
Eerstebaanstartjaar=2004
0,16
4,57 ***
Opl=Ict
0,03
0,81
Eerstebaanstarjaar=2005
0,17
5,54 ***
Opl=Rechten
0,01
0,18
Eerstebaanstartjaar=2006
0,2
5,02 gemid_tentamencijf *** er
0,01
2,06 **
Eerstebaanstartjaar=2007
0,16
‐0,36
R‐squared
0,16
S.E. Of regression
0,28
Sum squared resid
160,76
F‐statistic
15,30
Mean dependent var.
Etnic
1,52
‐0,01
wo‐ doctoraal*opl=gene eskunde
0,24
wo‐ doctoraal*opl=econ omie
0,09
4,23 *** 1,90 *
7,08 ( =€1186,70)
***,**,* significant bij respectievelijk 1%,5%, 10% niveau
17
Uit tabel 7 blijkt dat veel wat al bekend was over de Human Capitaltheorie overeenkomt met de gevonden resultaten. De variabele wo‐doctoraal heeft zoals verwacht een positief effect: afgestudeerde academici verdienen 11% meer dan hbo'ers. Met een gemiddeld salaris van €1186.7, resulteert dit een salarisverschil van ongeveer €131 per maand. Ook is er een positief effect gevonden voor de dummyvariabele man: een man verdient 5% meer dan een vrouw. De variabele werkervaring is niet opgenomen in het model, omdat deze niet relevant is voor startsalarissen.
Het gemiddelde tentamencijfer draagt, per hoger punt, voor 1% bij aan een
hoger startsalaris. Dit komt overeen met de eerder gevonden resultaten in het onderzoek van Berkhout 2005 (Berkhout, Berkhout en Biermans, 2005, p.27). Als we dit resultaat echter vergelijken met het buitenland, blijkt het beduidend lager te zijn dan in vergelijkbaar onderzoek in Australië waar dit ongeveer 7% was (Chia en Miller, 2008, p. 14). Dit is opvallend, omdat een afgestudeerde bij een startbaan zich in de meeste gevallen enkel kan onderscheiden door het behaalde diploma, het gemiddelde tentamencijfer en eventuele relevante ervaring opgedaan tijdens de studie. De verwachting was dit effect, ook in Nederland, hoger zou zijn.
Uit de resultaten blijkt er geen discriminatie te zijn op de arbeidsmarkt, de
schatter voor etnic is niet significant. De determinant leeftijd_eerstebaan heeft ook geen significant effect. Dit is niet verrassend, leeftijd zal vooral een effect hebben als het samengaat met meer werkervaring. Tot slot heeft de determinant kind geen significant effect. Om te testen of hierin onderscheid is tussen mannen en vrouwen, wordt de variabele man vermenigvuldigd met kind en vervolgens toegevoegd aan de regressie. Er blijkt hierin geen significant verschil te zijn tussen mannen en vrouwen. 1
Tabel 8 geeft een overzicht van de startsalarissen per studiecategorie vergeleken met de categorie talen: Tabel 8 1
De resultaten zijn niet opgenomen in de scriptie.
18
Startsalaris per studiecategorie (vergeleken met de categorie talen) Gezondheidszorg
18%***
Techniek
8%***
Economie
7%***
Onderwijs
7%**
Ict
3,00%
Rechten
1,00%
Overig
1,00%
Agrarisch
‐1,00%
Psychologie
‐2,00%
***,**,* significant bij respectievelijk 1%,5%, 10% niveau
Gezondheidszorg scoort goed. Hierin bestaan erg uiteenlopende studies. In deze categorie zitten zowel de studies geneeskunde en tandheelkunde als verpleegkunde. De heterogeniteit in deze studiecategorie zorgt voor een vertekend beeld van de verdiensten. Hierdoor dient er onderzocht te worden of er significante verschillen zijn tussen het hbo en het wo. De resultaten zijn toegevoegd aan tabel 7. Binnen de categorie economie is er 9% verschil in startsalarissen tussen hbo‐studenten en academici, in de gezondheidszorg is dit verschil zelfs 24%. Op dezelfde wijze worden de andere studiecategorieën geanalyseerd. De categorieën onderwijs,recht en talen konden niet op een dergelijke wijze geanalyseerd worden, vanwege het geringe aantal observaties. Een gevolg daarvan is multicollineariteit waardoor de OLS‐ schatter niet berekend kan worden. In de overige categorieën is er geen significant verschil gevonden.
Bij het interpreteren van de verschillen dient er ook rekening mee gehouden
te worden dat het alleen gaat over salarissen van mensen die aan het begin van hun carrière staan. Sommige studies hangen sterk samen met een bepaalde beroepssector (onderwijskunde) waarvoor een bepaalde loonontwikkeling
19
traditioneel bepaald is. Hiertegenover staan studies die op de arbeidsmarkt niet specifiek aan beroepen of sectoren gebonden zijn (rechten, economie). Voor deze afgestudeerden is de relatie tussen startsalaris en latere inkomsten minder eenduidig, er is geen traditionele loonontwikkeling. De loonontwikkeling zal afhangen van individuele factoren en de conjunctuur.
Nadat de pre‐bamastructuur in kaart is gebracht, wordt er vervolgens een
regressie uitgevoerd voor de bachelor‐masterstructuur. Essentieel hierin is dat de variabele wo‐doctoraal vervangen wordt door wo‐master. Appendix A bevat de resultaten. Het salarisverschil tussen wo en hbo is nu slechts 3%, dit is opvallend lager dan het eerder gevonden verschil van 11%. Dit vertaalt zich naar een verschil van ongeveer €38. Hiermee gepaard, is het effect van een hoger gemiddeld tentamencijfer gestegen naar 3%. Na de bama hebben het diploma en gemiddeld tentamencijfer hetzelfde effect op de startsalarissen. Ook heeft etnic een significante en zelfs positieve waarde: een allochtoon verdient 11% meer dan een autochtoon. Als we dit verder analyseren lijkt er iets vreemds aan de hand te zijn bij de autochtone salarissen. Er blijken extremen te zitten binnen deze groep. Een groep afgestudeerden verdient onder de €600, en een enkeling meer dan €3000. Bij de allochtone groep is er een kleiner verschil, niemand heeft een lager salaris dan €800 en het maximum is €2282. Door deze lage uitvallers bij de autochtonen, is de coëfficiënt van etnic positief. Een verder onderzoek naar de oorzaak hiervan wordt hier niet verder behandeld. Een verklaring zou kunnen zijn, dit is echter niet empirisch ondersteund, dat er mensen zijn die deels op vrijwillige basis werken.
Verder lijkt er geen seksediscriminatie te zijn, er is geen significant effect
gevonden voor de variabele man. De leeftijd van de sollicitant heeft nu wel een positief significant effect van 3%. Een verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat na de bachelor‐masterstructuur de variabele leeftijd_eerstebaan gecorreleerd is met werkervaring. Als echter de correlatie tussen relevante werkervaring en leeftijd wordt geanalyseerd, blijkt dit slechts een waarde van 0,02 te hebben. In de pre‐ bamastructuur was dit zelfs 0,05. Er lijkt een andere reden te zijn voor het positieve effect van de leeftijd. Wellicht is er meer vraag naar relatief oudere werknemers. 2 2
Dit is een suggestie, aan de hand van dataset kan dit niet verder onderzocht worden. Verder onderzoek hiernaar is gewenst.
20
Ten slotte heeft de variabele kind geen significant effect. Ook ditmaal is er
geen significant verschil gevonden tussen mannen en vrouwen. 4.1.1 Toetsen Allereerst wordt de functionele vorm getoetst met de Regression Specification Error Test (RESET), die is ontworpen door Ramsey. Met behulp van de test kan onder meer een incorrecte functionele vorm en het weglaten van verklarende variabelen worden achterhaald. Hierbij zouden de machten van geschatte waarden van de afhankelijke variabele geen verbetering moeten zijn in het verklaren van de afhankelijke variabele. In appendix B is de hulpregressie te zien waarmee deze test wordt uitgevoerd. Tevens is te zien dat de nulhypothese niet wordt verworpen, wat niet duidt op een misspecificatie.
Met de Chowtoets wordt getest of er onderscheid gemaakt dient te worden
tussen een hbo‐bachelor en hbo‐getuigschrift, en een wo‐master en wo‐doctoraal. De uitkomsten staan in appendix C. Het resultaat duidt erop dat er onderscheid gemaakt dient te worden tussen de hbo‐groepen. Er is geen significant verschil gevonden tussen de wo diploma's. De resultaten duiden erop dat salarisverschillen tussen hbo en wo kleiner zijn geworden na de bachelor‐masterstructuur. Een stijging van de waardering van hbo‐studenten op de arbeidsmarkt is hier deels een oorzaak van. 4.2 Samenvatting Belangrijke determinanten voor startsalaris blijken scholing en behaalde tentamencijfers. In het oude onderwijssysteem was het salarisverschil tussen het behaalde diploma groter dan in het nieuwe systeem. Met een 11% verschil tussen wo en hbo in het oude systeem tegenover een 3% verschil in de bachelor‐ masterstructuur lijkt het dat de salarisverschillen tussen hbo'ers en academici zijn afgenomen. Ook blijkt uit de Chowtoets dat er onderscheid gemaakt dient te worden tussen het effect van een hbo‐diploma voor en na de bachelor‐masterstructuur waar dit niet het geval is voor het wo. Het lijkt erop dat hbo meer geapprecieerd werd op
21
de arbeidsmarkt na de bachelor‐masterstructuur, en dat dit een van de redenen is dat de loonsverschillen tussen hbo en wo kleiner zijn geworden. Een reden hiervoor kan zijn dat er een betere aansluiting is van de hbo‐studies op de arbeidsmarkt. Zoals aangegeven in hoofdstuk 2, waren werkgevers in het hbo meer betrokken geweest bij de curriculavernieuwing.
Tot slot zijn er verschillende effecten geconstateerd tussen de
studiecategorieën. Vooral in het oude systeem was hier een duidelijk onderscheid te vinden. De categorieën geneeskunde, techniek, economie en onderwijs scoorden het hoogst.
5 Conclusie
22
In de inleiding werd de vraag gesteld wat het effect was van de invoering van de bachelor‐masterstructuur op het verschil in startsalaris tussen afgestudeerde hbo'ers en academici. Een van de doelen van de invoering van de bachelor‐masterstructuur was het flexibiseren van de leerwegen tussen het hbo en het wo. Na de nieuwe structuur in het hoger onderwijs, kunnen hbo‐studenten gemiddeld sneller doorstromen naar het wetenschappelijk onderwijs. Een salarisverschil tussen afgestudeerde hbo‐studenten en academici kan via de Human Capitaltheorie gekoppeld worden aan de ontwikkelingen in het hoger onderwijs
De Human Capitaltheorie vormt de basis van loonvergelijkingen tussen
verschillende groepen mensen. Er wordt verondersteld dat de productiviteit van een werknemer bepalend is voor de hoogte van het loon. De factoren die de productiviteit bepalen bestaan voornamelijk uit scholing, werkervaring en sekse. Dit betekent dat een loonverschil tussen afgestudeerde hbo‐studenten en academici, gegeven de overige factoren, veroorzaakt wordt door een productiviteits‐verschil. Scholing bepaalt de productiviteit, en productiviteit bepaalt vervolgens het salaris. De analyse naar de lonen is gedaan aan de hand van een Elsevier onderzoek dat een steekproef van ongeveer 8000 waarnemingen omvat van afgestudeerde hbo‐ studenten en academici.
Uit de beschrijvende statistieken en regressies bleek dat veel wat al bekend
was over de Human Capitaltheorie overeenkwam met het onderzoek. Scholing had een positief effect op het salaris. Voor het startsalaris droeg een wo‐doctoraal 11% meer bij aan het salaris dan een hbo‐getuigschrift, bij de wo‐master en hbo‐bachelor was het verschil 3%. De overige belangrijkste determinanten voor het startsalaris waren het gemiddeld tentamencijfer en opleidingscategorie. Het gemiddelde tentamencijfer had een positief effect van 1% in de pre‐bamastructuur, en was goed voor 3% verschil na de invoering van de bachelor‐masterstructuur. Verder kregen de studiecategorieën gezondheidszorg, techniek, economie en onderwijs het hoogste startsalaris in het oude systeem. Binnen de categorieën gezondheidszorg en economie is er een significant verschil gevonden tussen het wo en het hbo. In de gezondheidszorg verdienden academici 24% meer dan hbo‐studenten, in de categorie economie was dit verschil 9%. Dit komt door de uiteenlopende studies
23
binnen deze categorieën. Na de bachelor‐masterstructuur was er geen significant onderscheid gevonden tussen de studiecategorieën.
Het lijkt erop dat de invoering van de bachelor‐masterstructuur ertoe geleid
heeft dat de loonverschillen tussen hbo‐en wo‐afgestudeerde verkleind zijn. Met de Chowtoets is getest of er onderscheid gemaakt dient te worden tussen enerzijds de hbo‐bachelor en het hbo‐getuigschrift, en anderzijds het wo‐doctoraal en wo‐ master. Dit resulteerde in de volgende conclusie: er dient onderscheid gemaakt te worden in de diploma's binnen het hbo, en er is geen onderscheid gevonden voor in het wo. Een hbo‐diploma werd na de bachelor‐masterstructuur blijkbaar meer geapprecieerd op de arbeidsmarkt dan voorheen. Een reden hiervoor kan zijn dat werkgevers meer betrokken zijn geweest bij curriculavernieuwing in het hbo. Hierdoor is er een betere aansluiting ontstaan tussen het hbo en de arbeidsmarkt. Dit verklaart deels het kleiner worden van het verschil in salarissen tussen hbo‐ en wo‐afgestudeerde in het nieuwe systeem.
Na de invoering van de bachelor‐masterstructuur zijn de verschillen in
startloon tussen afgestudeerde hbo'ers en academici kleiner geworden. Volgens de Human Capitaltheorie betekent dit ook het kleiner worden van de niveauverschillen tussen hogescholen en universiteiten. Echter lijkt deze aanname te sterk.
Een verbeterpunt voor de analyse in deze scriptie is het analyseren van de
gevonden verschillen. Kunnen de geconstateerde verschillen daadwerkelijk volledig toegeschreven worden aan de niveauverschillen? Een onderzoek naar de ontwikkelingen in niveauverschillen in het hoger onderwijs is gewenst. Ook is het aan te raden om bedrijven te benaderen om te onderzoeken hoe de lonen in de praktijk worden vastgesteld door werkgevers in Nederland. Hiermee kunnen de determinanten van salarissen in Nederland worden vastgesteld.
24
Bibliografie Becker, G.S. (1964). Human Capital ‐ A Theoretical and Empirical Analysis, with Special Reference to Education. New York: National Bureau of Economic Research, Columbia University Press Berkhout, E.E., Berkhout, P.H.G., Biermans, M.L. ( 2005). Studie en Werk 2005. Elsevier en de Stichting voor Economisch Onderzoek. Chia, G. en Miller, P.W. (2004). Tertiary performance, field of study and graduatestarting salaries. UWA Business School, The University of Western Australia. Feldman, D.C. En Doerpinghaus, H.I. (1992). Patterns of part‐time employment. Journal of Vocational Behavior 41, 282‐294. Garcia‐Aracil, A. , Mora, J.G. en Vila, L. E. (2004). The rewards of human capital competences for young European higher education graduates. Tertiary Education and Management, 10: 4, 287 — 305 Rinnooy Kan, A.H.G., e.a. (2000). Advies inzake de invoering van een bachelor‐ master systeem in het Nederlandse hoger onderwijs. De Onderwijsraad 2000. Verbeek, M. (2006). A Guide to Modern Econometrics. John Wiley & Sons. Westerheijden, D.F., e.a. (2008). New Degrees in the Netherlands Evaluation of the Bachelor–Master Structure and Accreditation in Dutch Higher Education. Center for Higher Education Policy Studies 2008. Wolf, I.F. de, e.a. (2003). Bama‐Transities; de invoering van het bachelor‐ masterstelsel in het wo en hbo. Inspectie van het Onderwijs. Ministerie van Onderwijs, Cultuur en Wetenschap
25
Appendix A Afhankelijke variabele: Ln (Eerstebaansalaris) Sample: Ebcontracturen>=30 observaties: 474 Determinant
Coefficient
't'
Determinant
Coefficient
't'
C
5,98
35,94 ***
Man
0,01
0,37
wo‐master
0,03
2,59 **
Oplnr=1
0,03
0,43
Ebstartjaar=2003
‐0,07
‐1,27
Oplnr=2
0,03
0,45
Ebstartjaar=2004
‐0,04
‐0,74
Oplnr=3
0,10
1,56
Ebstartjaar=2005
‐0,03
‐0,63
Oplnr=4
‐0,01
‐0,13
Ebstartjaar=2006
‐0,05
‐0,93
Oplnr=5
0,01
0,15
Ebstartjaar=2007
‐0,07
‐0,73
Oplnr=6
‐0,03
‐0,49
Etnic
0.11
2,03 **
Oplnr=7
‐0,24
‐2,30 **
Kind
‐0.05
‐0,77
Oplnr=8
0,01
0,15
Leeftijd_eerste baan 0.03
5,90 ***
Oplnr=9
0,05
0,16
Tentamen
0.03
R‐squared
0.17
2,37 **
S.E. Of regression
0,28
Sum squared resid 36,47 F‐statistic
4,73
Mean dependent var.
7,06 ( =€1163,75)
***,**,* significant bij respectievelijk 1%,5%, 10% niveau
Appendix B
26
Hulpregressie RESET‐toets : Hierbij is de ols‐schatter van het model (1) in hoofdstuk 3. De nulhypothese luidt als volgt: De toets is uitgevoerd voor Q = 3. Startsalaris oude systeem Met een p‐waarde van 0,77 wordt de nulhypothese niet verworpen bij een significantieniveau van 1 %. Het model is niet misgespecificeerd. Startsalaris nieuwe systeem Met een p‐waarde van 0,34 wordt de nulhypothese wordt niet verworpen bij een significantieniveau van 1 %. Het model is niet misgespecificeerd. Appendix C Chowtoets hbo‐starsalarissen
27
Er zjin eerder regressies uitgevoerd om het loonseffect van een hbo‐bachelor en hbo‐ getuigschrift te analyseren. Om te toetsten op een significant verschil tussen deze schatters gebruiken we de Chowtoets (verbeek 2006). We splitsen de steekproef in 3 groepen: de eerste groep is de totale groep van hbo‐afgestudeerden, de tweede groep zijn degenen in bezit van een hbo‐bachelor en de derde groep zijn de afgestudeerden in bezit van een hbo‐getuigenschrift. De residuele kwadratensommen gebruikt bij de Chowtoets zien er als volgt uit: Rss 0= 119,1052 (totaal) Rss 2= 80,85 (hbo‐getuigenschrift) Rss 1= 34,28 (hbo‐bachelor) De Chowtoets wordt als volgt berekend: Rss 0− Rss 1 .... Rss k p k− 1 F(p*(k‐1),(n‐k*p)= Rss 1 .... Rss k n− k p De nulhypothese is de volgende: H 0= 1 = 2= ....= k Met n= 1400 (waarnemingen), k=2 (diploma's) en p= 8 (variabelen) verkrijgen we: F(8,1384)= 5,96 > F = 0,05 8,1384 = 1,945 de nulhypothese wordt verworpen: er dient onderscheid gemaakt te worden tussen het loonseffect van een hbo‐bachelor en hbo‐getuigschrift . Chowtoets wo‐startsalarissen Eenzelfde toets wordt uitgevoerd voor een wo‐master en wo‐doctoraal. Rss 0= 342,017 (totaal) Rss 2= 315,63 (wo‐doctoraal) Rss 1= 23,569 (wo‐master) Met n= 1817 (waarnemingen), k=2 (diploma's) en p= 8 (variabelen) verkrijgen we: F(8,1801)= 1,864 < F = 0,05 8,1801 = 1,944 de nulhypothese wordt niet verworpen: er dient geen onderscheid gemaakt te worden tussen de master en het doctoraal in
28
het wo.
29
