C-Uppsats
Rekrytering till universitetsstudier
-effekter av studiemedelsreformen 2001
Författare:
Rebecka Cederholm Elin Zetterlund Handledare:
Martin Söderström
Sammanfattning
Centrala studiestödsnämnden införde år 2001 en ny studiemedelsreform. Den tid en individ har rätt till studiemedel förändrades inte, men möjligheten till förlängning försvårades. För dem som vill arbeta vid sidan av studierna förbättrades villkoren avsevärt då fribeloppet nästan fördubblades. Återbetalningen påbörjas fortfarande vid årsskiftet efter avklarade studier, fast istället för att grundas på individens inkomst beror den årliga återbetalningen bland annat på lånets storlek. Till följd av reformen avskrivs skulder inte längre då låntagaren fyllt 65, utan hela skulden ska vara återbetalad vid 60 års ålder.
Dessa följder har varit ett hett debattämne. Som för de flesta reformer kunde inte en klar framtid ses utan bara förutspås. Effekterna gissades vara både positiva och negativa. Med syfte att främst analysera huruvida valet att läsa på universitetet ändrades i och med studiestödsreformen har ett slumpmässigt urval av individer i åldern 20 till 24 år studerats före och efter reformen. Huvudresultaten tyder på en ökad snedrekrytering framför allt mellan de individer som är födda i Sverige och de utlandsfödda. De utlandsföddas benägenhet att studera vidare på universitet verkar ha minskat i och med reformen. Vidare har det nya systemets ökade fribelopp lett till att fler studenter utnyttjar möjlighet att arbeta under studietiden.
Nyckelord: utbildning, studiestödsreform, CSN, humankapital, rekrytering.
1
1. INLEDNING... 3
2. DISPOSITION ... 3
3. TEORI... 4
3.1. Humankapitalteorin... 4
3.2. Studiemedel som rekryteringsverktyg... 5
4. STUDIEMEDELSSYSTEMETS UPPBYGGNAD ... 6
4.1. 1989 - 2001 ... 6
4.2. 2001 - ... 7
4.3. Jämförelse ... 8
5. METOD... 9
6. DATA... 10
7. RESULTAT OCH ANALYS... 15
7.1. Har rekryteringseffekterna förändrats? ... 15
7.1.1. Ålder... 16
7.1.2. Kön och civilstånd ... 16
7.1.3. Ekonomisk bakgrund ... 16
7.1.4. Social bakgrund... 17
7.1.5. Bostadsort... 18
7.2. Har studiemedelstagandet förändrats? ... 20
7.2.1. Ålder... 20
7.2.2. Kön och civilstånd ... 20
7.2.3. Födelseland och bostadsort... 20
7.2.4. Kapitalinkomst ... 21
7.2.5. Förvärvsarbete ... 21
8. SLUTSATS... 23
9. LITTERATURLISTA... 24
Tabell- och figurförteckning Figur 1. Inkomstalternativ med universitetsutbildning (heldragen linje) och utan (streckad linje)……….4
Tabell 1.Variabelöversikt, medelvärde och standardavvikelse, för samtliga individer………..14
Tabell 2. Variabelöversikt, medelvärde och standardavvikelse, för studerande med studiemedel...14
Tabell 3. Studerande: Parameterestimat, robusta standardfel, p- och z-värden för probit- och OLS-modeller för åren 1997 och 2002……….19
Tabell 4. Logaritmerat studiemedel: Parameterestimat, robusta standardfel, p- och t-värden för minsta- kvadratmodeller för åren 1997 och 2002………22
2
1. Inledning
Målet med studiestödssystemet i Sverige är att möjliggöra studier för alla oavsett ekonomisk och social bakgrund. Vi har en relativt lång tradition av att bistå studenter med ekonomisk hjälp. År 1919 infördes studielån för första gången och 1957 tillades även den allmänna bidragsdelen. Studenter mellan 16 och 18 år kunde då få 34 kronor i bidrag varje månad.
1Sedan dess har studiestödssystemet genomgått många förändringar och den senaste studie- stödsreformen trädde i kraft 2001. Konsekvenserna av denna är av intresse för blivande och nuvarande studenter och även för samhället i stort.
Syftet med denna uppsats är huvudsakligen att undersöka om reformen har medfört förändringar i rekryteringen till universitetsstudier för individer i åldersgruppen 20 till 24.
Dessutom undersöks om detta har lett till förändringar i mängden studiemedel som tas. Har effekterna av faktorerna ålder, kön, civilstånd, härkomst, förvärvsarbete och kapitalinkomst påverkats? Om förändringar har skett, hur stora är de och vad kan de bero på?
2. Disposition
Denna uppsats inleds med en diskussion av humankapitalteorin och tidigare litteratur om rekrytering till eftergymnasiala studier. Sedan följer en kort genomgång av hur studiemedels- systemet såg ut i Sverige före och efter 2001. Därefter presenteras data och de variabler som valts. Undersökningen i denna uppsats innefattar två delar, den första en minsta- kvadratregression (OLS) och en probitregression för att undersöka vad som förklarade en individs beslut att läsa på universitetet före och efter reformen. I den andra delen görs en OLS-regression med det logaritmerade studiemedlet som beroende variabel. Med detta undersöks skillnader och likheter mellan hur mycket studiemedel studenter tog innan och efter 2001.
1
Centrala studiestödsnämnden (2006), Om CSN.
3
3. Teori
3.1. Humankapitalteorin
Humankapitalteorin appliceras ofta i diskussionen kring beslut om utbildning. Enligt denna teori måste det finnas tillräckliga incitament för att studera vidare efter gymnasiet. Till exempel måste lönen efter utbildningen vara så pass hög att den kompenserar för individens studiekostnader.
2Figur 1. Inkomstalternativ med universitetsutbildning (heldragen linje) och utan (streckad linje).
Ålder Inkomst
A
B
Figur 1 bidrar till att illustrera individens utbildningsbeslut. Då individen står inför detta beslut kan denne tänka sig två inkomstalternativ. Den streckade linjen står för lönekurvan hos en person som väljer att inte studera vidare på högskola eller universitet och istället börjar arbeta direkt efter gymnasiet. Den heldragna står för lönekurvan hos personen som väljer att fortsätta sina studier efter gymnasiet och således inte har någon initial arbetsinkomst. Om avkastningen på utbildningen, B, är större än den förlorade inkomsten under studietiden, A, säger teorin att individen väljer vidareutbildning.
32
Björklund .m. fl. (2002), s. 124.
3
Ibid., s. 124 ff.
4
Givetvis är figuren ovan en förenkling av verkligheten. När lönsamheten av universitets- studier kalkyleras bör även hänsyn tas till faktorer som studiemedel och möjliga arbets- inkomster vid sidan av studierna.
4Därför borde förändringar i studiemedel även påverka utbildningsbeslutet. Till exempel, när bidragsdelen av studiemedlet ökar, bör yta A, studiernas alternativkostnad, minska eftersom bidraget är en inkomst utan återbetalningskrav. Samtidigt om individer väljer att ta mer lån så bör yta B, studiernas finansiella avkastning, minska när mer pengar måste betalas tillbaka i framtiden. Ett ökat fribelopp ger vidare möjlighet för studerande att minska yta A.
3.2. Studiemedel som rekryteringsverktyg
Efter gymnasiet, kan studiemedel ses som ett utbildningspolitiskt hjälpmedel som genererar möjligheter, ekonomiskt sett, för individens fortsatta utbildning. Reuterberg och Svensson delar in studiemedlets rekryteringsfunktion i två nivåer. Den lägre nivån går ut på att studiemedlet medverkar till att fler vill läsa på universitet, vilket författarna kallar det generella målet med studiemedelssystemet. Den högre nivån innefattar att stödet ska ha en rekryterande effekt för att motverka snedfördelningen till fortsatta studier, vilket är det selektiva rekryteringsmålet.
5Det senare målet innebär att studiemedlet ska skapa goda utsikter till förlängd utbildning oberoende av faktorer som kön, ålder, bostadsort, ekonomisk och social bakgrund. Ekonomisk bakgrund inbegriper individens inkomst före eventuell fortsatt utbildning och social bakgrund omfattar individens etniska bakgrund och föräldrarnas utbildning.
6Både före och efter studiemedelsreformen har det svenska systemet främst varit utformat efter det generella målet nämnt ovan. Alla studerande har möjlighet till lika stort stöd, bortsett från den ekonomiska prövningen som gäller den egna inkomsten och förmögenheten. För de individer mellan 20 och 24 ges inga extra bidrag i form av studiemedel till de mer behövande, istället ska särskilda behov uppfyllas av andra förmånssystem. Barnbidrag och bostadsbidrag kan därför vara av speciellt stor betydelse för dessa.
7Reuterberg och Svensson menar att med ett generellt studiestöd kan den överbryggande effekten bli betydligt sämre än med stöd som har ett selektivt rekryteringsmål. Detta beror på att de personer som inte påverkas av
4
Björklund och Kjellström (1994), s. 311.
5
Reuterberg och Svensson (1992), s. 27.
6
Centrala studiestödsnämnden. Uppföljning av 2001 års studiestödsreform. s. 8, 21.
7
Ibid., s. 9.
5
studiemedel utan skulle ha börjat studera även utan studiemedel tar en stor del av de begränsade resurser som finns. Denna del av resurserna bidrar följaktligen inte till att motverka snedrekryteringen.
8Det finns självfallet väldigt många faktorer som påverkar om en individ väljer att studera på universitet eller inte. Exempel på omständigheter är arbetsmarknadssituationen, löne- sättningen och antalet studieplatser. Det går trots detta att titta på hur delar av studiestöds- systemet kan tänkas påverka rekryteringen till högskolestudier.
4. Studiemedelssystemets uppbyggnad
4.1. 1989 - 2001
Studerande hade innan studiestödsreformen möjlighet till max 240 veckor av studiemedel, vilket motsvarar 12 terminer av heltidsstudier, i form av lån och bidrag. Vid särskilda skäl kunde denna tid förlängas.
9Bortsett från förvärvsinkomst, var rätten till studiemedel oberoende av föräldrarnas förmögenhet och egen finansiell egendom. För att kvalificera för studielån krävdes det att den studerande var svensk medborgare och under 45 år gammal.
Bidragsdelen av studiemedlet uppgick till cirka 29 procent av totalbeloppet, det vill säga lån och bidrag tillsammans.
10År 1997 tilldelades studiestöd för hel- och halvtidsstudier. Under vårterminen kunde en hel- tidsstuderande tjäna 23 595 kronor, vilket motsvarar 25 016 kronor i 2002 års penningvärde, utan att det påverkade studiemedlet.
11Totalt under vår- och höstterminerna 1997 var det maximala studiemedelsbeloppet 63 704 kronor, varav 17 708 var bidrag.
12Det totala beloppet i 2002 års penningvärde var 67 541 kronor och motsvarande bidragsdel 18 775 kronor.
8
Reuterberg och Svensson (1992), s. 30 f.
9
Centrala studiestödsnämnden. Uppföljning av 2001 års studiestödsreform. s. 56.
10
Swedish Ministry of Education and Science (1993), s. 64 ff.
11
E-mail den 21/12 2006 från Peder Björk, analytiker vid Centrala studiestödsnämnden.
12
Centrala studiestödsnämnden (2006), Övrig statistik.
6
Återbetalning påbörjades 6 månader efter avklarade studier och storleken var 4 procent av individens inkomst. Som en generell regel skulle lånen betalas tillbaka innan individen var 65 år gammal. Vid denna ålder skrevs de eventuella kvarstående lånen av.
134.2. 2001 -
Efter reformen är studerande som är svenska medborgare fortfarande berättigade 240 veckors studiemedel vid heltidsstudier och endast vid synnerliga skäl kan denna tid förlängas. En heltidsstuderande får ha en inkomst på 47 375 kronor utöver studiemedlet under vårterminen 2002.
14Precis som tidigare varierar storleken på fribeloppet beroende på för hur många veckor och för vilken studietakt den studerande har studiemedel. Efter reformen kan de studerande beviljas studiemedel inte bara för 50 och 100 procent av heltid utan också för studier i 75 procents takt.
15I det nya studiemedelssystemet kan personer få studiemedel fram till att de fyller 50 år. I samband med reformen introducerades även den så kallade lånetrappan som medför en begränsning i äldre studenters rätt till studielån. Detta medför att från och med att en person fyllt 41 kan denne låna i högst 220 veckor och antalet veckor en individ har möjlighet att låna minskar sedan med 20 för varje år. I och med reformen ökade studiemedlets bidragsdel till cirka 35 procent av totalbeloppet.
16Det maximala studiemedelsbeloppet under vår- och höstterminerna år 2002 var 66 520 kronor, varav 22 880 kronor bestod av bidrag.
Vidare har återbetalningsreglerna för studielån förändrats. Lån tagna efter 2001 betalas varje år av med ett årsbelopp. Detta belopp baseras på skuldens storlek, antal år avbetalningen förväntas pågå och den tidsenliga räntan. Även ett uppräkningstal på 2 procent som är det samma som regeringens inflationsmål inkluderas i beräkningen. Lånen ska betalas tillbaka på 25 år eller senast då låntagaren fyller 60 år och återbetalningen påbörjas vid årsskiftet 6 månader efter avklarade studier.
1713
Statistiska Centralbyrån (2000), s.146 ff.
14
Centrala studiestödsnämnden (2002).
15
Centrala studiestödsnämnden. Uppföljning av 2001 års studiestödsreform. s. 27.
16
Ibid., s. 104.
17
Centrala studiestödsnämnden (2006), Blanketter och informationsmaterial.
7
4.3. Jämförelse
Reformen 2001 har medfört flera förändringar, samtidigt som många likheter finns kvar. Den tid en individ har rätt till studiemedel har inte förändrats, men möjligheten till förlängning har försvårats. För dem som vill arbeta vid sidan av studierna har villkoren förbättrats avsevärt då fribeloppet nästan fördubblats i samband med reformen.
Maxåldern för att beviljas studiemedel har ökat från 45 till 50 år, samtidigt som lånetrappan har införts och begränsat lånemöjligheten för äldre studenter. Återbetalningen påbörjas fortfarande vid årsskiftet efter avklarade studier, men kraven har skärpts. Istället för att grundas på individens inkomst beror den årliga återbetalningen bland annat på lånets storlek.
Till följd av reformen avskrivs skulder inte längre då låntagaren fyllt 65, utan hela skulden ska vara återbetalad vid 60 års ålder.
Enligt CSN:s rapport skulle vissa av de förändringar som gjorts i och med reformen kunna påverka rekryteringen till högre studier på ett positivt sätt. Bidragets ökade andel av totalbeloppet och den nya studietakten för deltidsstuderande med studiemedel nämns som tänkbara sådana. Övriga ur rekryteringssynpunkt positiva förändringar som nämns i denna rapport berör endast de studenter som är 25 år eller äldre.
18De förändringar i studiemedelssystemet som kan försämra rekryteringseffekterna är främst de skärpta återbetalningsreglerna och de striktare reglerna för förlängning av perioden med studiemedel. I CSN:s rapport menas det att möjligt negativa förändringar i återbetalnings- reglerna ersätts approximativt med ökningen av bidragsdelen. De tidigare avskrivningarna av lån ses som en subvention, och med det nya systemet får alla studenter en del av detta genom det höjda bidraget.
1918
Centrala studiestödsnämnden. Uppföljning av 2001 års studiestödsreform. s. 16 ff.
19
Ibid., s. 10.
8
5. Metod
För att kunna se vad som påverkar om en individ mellan åldern 20 och 24 väljer att studera vidare efter gymnasiet har en OLS-modell valts. Denna modell minimerar summan av de kvadrerade residualerna och skapar därigenom användbara, förväntansriktiga och konsekventa resultat.
20Modellen består av flera oberoende variabler som tillsammans ger en förklarande bild av vår beroende variabel.
I en OLS-modell där den beroende variabeln är binär, finns det vissa risker att skattningar hamnar utanför 0 och 1 vid en regression. Därför, vid sidan av en vanlig OLS-regression, har vi valt att även inkludera en probitregression för att gardera oss mot icke-förväntansriktiga resultat. Probitmodellen försäkrar att alla skattningar hamnar inom intervallet 0 till 1. Det är då marginaleffekterna av varje oberoende variabel på den beroende som rapporteras.
21Dessa skattningar ska vara så lika OLS-skattningar som möjligt, men kan vara svårtolkade.
Analysen görs därför med hjälp av koefficienterna från OLS-modellen om dessa inte skiljer sig signifikant från marginaleffekterna i probitmodellen. Nedan följer den slutgiltiga ekvationen, Ekvation (1), där i är individindex.
i i i
i i
i i
i i
i i
i
KOMMUN KOMMUN
KAPITAL STORSTAD
DEN ÖVRIGAVÄRL EUOECD
NORDEN GIFT
KVINNA ÅLDER
STUDERANDE
ε β
β
β β
β β
β β
β β
β
+ +
+ +
+ +
+ +
+ +
+ +
=
290 ...
1
30010
9 8
7 6
5 4
3 2
1
(1)
När fokus i följande del riktas mot studiestödets storlek hos dem som studerar, är en OLS- modell passande även här. Eftersom vår beroende variabel, mängden studiestöd som tagits, inte är binär, behövs ingen ytterliggare modell för att gardera mot felskattningar. Studiemedel har logaritmerats då detta ger möjlighet att tolka och analysera de förklarande variablernas påverkan på den beroende variabeln i procentform. Den fastställda ekvationen för denna regression finns nedan, Ekvation (2), där i är individindex.
i i i
i i
i i
i i
i i
KAPITAL LÖN
STORSTAD DEN
ÖVRIGAVÄRL
EUOECD NORDEN
GIFT KVINNA
ÅLDER LNMEDEL
ε β
β β
β
β β
β β
β β
+ +
+ +
+
+ +
+ +
+
=
10 9
8 7
6 5
4 3
2 1
(2)
20
Wooldridge (2006), s. 583f.
21
Ibid., s. 38 ff.
9
Utifrån Whites test påträffas heteroskedaticitet i modellerna. Med hjälp av STATA görs regressionernas standardfel robusta och detta problem övervinns. Kontroller för multi- kollinjäritet visar att detta inte har påverkat modellerna.
6. Data
För att genomföra undersökningen används data från LINDA (Longitudinal INdividual Data for Sweden) för åren 1997 och 2002.
22Från dessa data har vi valt ut samtliga individer mellan 20 och 24 år. Denna målgrupp är intressant för vårt syfte och genom att välja 1997 och 2002 finns det inte några individer som ingår i båda årens datamängder, urvalen kan således betraktas som oberoende. För att möjliggöra relevanta regressioner har data omarbetats och nya variabler skapats.
Uppsatsens huvudsyfte är att undersöka vad som påverkar att en person väljer att studera vidare efter gymnasiet före och efter studiestödsreformen. Den beroende variabeln, STUDERANDE, är binär och antar värdet ett om en person studerar, annars noll. För att kategoriseras som studerande krävs att studiemedel mottagits vid minst ett tillfälle under det undersökta året. I uppsatsens andra del ämnar vi undersöka hur mängden studiemedel den studerande väljer att ta har förändrats. Den beroende variabeln i denna modell är logaritmerat studiemedel/-hjälp, lån och bidrag, LNSTUDIEMEDEL.
22
Edin och Fredriksson (2000).
10
För att genomföra undersökningen har tillgängliga och relevanta bakgrundsfaktorer valts.
Utifrån uppsatsens syfte har vi funnit följande variabler intressanta:
• ÅLDER – Ålder (20-24).
• KVINNA – Dummyvariabel som antar värdet ett för kvinnor.
• GIFT – Dummyvariabel som antar värdet ett för gifta.
• NORDEN – Dummyvariabel för födelseland som antar värdet ett för individer födda i Norden förutom Sverige.
• EUOECD – Dummyvariabel för födelseland som antar värdet ett för individer födda i länder tillhörande EU och OECD förutom de nordiska länderna.
23• ÖVRIGA VÄRLDEN – Dummyvariabel för födelseland som antar värdet ett för individer födda utanför EU och OECD-länder.
• STORSTAD – Dummyvariabel för boendeort som antar värdet ett för boende i storstad.
24• KOMMUN1-KOMMUN290 – Dummyvariabler för kommun.
• LÖN – Löneinkomst.
• KAPITAL – Inkomst av kapital (ränta och utdelning).
25• STUDIEMEDEL – Studiemedel/-hjälp, lån o. bidrag.
• FÖRVÄRVSARBETE – Dummyvariabel som antar värdet ett för individer som förvärvsarbetar.
Samtliga inkomstmått är beräknade i tusentals kronor för att lättare kunna avläsa koefficienterna. Vidare är de angivna i 2002 års penningvärde för att underlätta jämförelser mellan åren. Angående dummyvariabeln som antar värdet ett för de individer som arbetar och löneinkomstvariabeln ska det inte glömmas bort att dessa gäller både för arbete parallellt med studierna och för arbete under sommaren. Att vissa studerande hade höga arbetsinkomster kan bero på att de under det aktuella året studerat under en termin och arbetat under den andra.
Det bör också nämnas att de individer som invandrat till Sverige inbegriper både de som blivit svenska medborgare och de som har kvar sitt tidigare medborgarskap. Någon åtskillnad
23
(2002) Storbritannien och Nordirland, Australien, Belgien, Frankrike, Grekland, Irland, Italien, Japan, Kanada, Luxemburg, Nederländerna, Nya Zeeland, Portugal, Schweiz, Spanien, Tyskland, USA, och Österrike
(LINDA,2002).
24
1997 antar STORSTAD värdet ett då individen bor i Stockholmslän, Malmöhus eller Göteborg och Bohuslän.
2002 antar variabeln värde ett då individen bor i Stockholmslän, Skånelän eller Göteborg- och Bohuslän - Västragötalandslän. (Selander)
25
Statistiska Centralbyrån (2006).
11
mellan dessa kunde inte göras. Detta kan leda till en något sned skattning i uppsatsens första modell. De individer utan svenskt medborgarskap var inte berättigade studiemedel från CSN under de undersökta åren och därmed kan de inte kategoriseras som studerande i denna uppsats. Vidare tas hänsyn i regressionerna till kommunen individer bodde i men dessa resultat redovisas inte explicit i vår analys.
Olyckligtvis saknades tillgång till viss relevant information inför vår frågeställning. Övriga variabler vi önskat inkludera i vår regression var föräldrarnas utbildningsnivå, samt deras etniska bakgrund och ekonomiska situation. Dessa bidrar till en förklaring av vår målgrupps sociala och ekonomiska bakgrund. Då sådan information inte fanns tillgänglig hoppas vi att de befintliga variablerna lyckades fånga upp en del av denna, samtidigt som vi är medvetna om att modellerna skulle ha mycket högre förklaringsvärde med tillgång till mer omfattande data. Vidare är undersökningsåret 2002 inte optimalt då anpassningstiden efter införandet av reformen varit så kort.
För att få en överblick på dessa faktorer finns nedan två tabeller med medelvärde och standardavvikelse för samtliga individer (Tabell 1) och för endast de som studerar med studiemedel (Tabell 2).
Medelåldern för individerna i datamängden var för samtliga i stickprovet cirka 22 år under de båda åren och för de studerande något lägre. Hälften av personerna var kvinnor och detta visar på välbalanserad data. I Tabell 2 syns det att under båda åren var det en större andel kvinnor som studerade än män. Omkring 4 procent av samtliga individer var gifta och detta skiljer sig inte mellan de undersökta åren. Bland de i stickprovet som studerar var det ungefär hälften så många gifta som bland samtliga personer och det finns ingen nämnvärd skillnad mellan åren.
Andelen utlandsfödda hade ökat från år 1997 till 2002 i den övergripande datamängden. I Tabell 2 syns det däremot att med undantag för individer födda i övriga världen hade andelen utlandsfödda minskat bland dem som studerar. Att bo i storstad hade blivit något vanligare hos samtliga individer. Bland de studerande var det en mindre andel som bodde i storstäderna även om andelen hade ökat även här.
Hur mycket studiemedel som individerna tagit under de undersökta åren är självfallet lägre då de slås ut på samtliga individer jämfört med endast de studerande. Bland dessa hade
12
studiemedlet de tog emot, som anges i 2002 års penningvärde, ökat något mellan åren.
Andelen förvärvsarbetande hade ökat mellan 1997 och 2002, speciellt bland studenterna, där en ökning med knappt 20 procentenheter skett. Även årsmedellönen hade ökat i hela gruppen med över 20 000 kronor. Även bland studenterna hade en kraftig ökning av lönen skett, från knappt 30 000 kronor per år i medelförvärvsinkomst till drygt 47 000 kronor.
Räntan och utdelningen av kapital hade minskat bland personerna i stickprovet samtidigt som spridningen blivit mindre. De studerande hade högre kapitalinkomst de båda åren jämfört med hela stickprovet och även för dem har denna inkomst blivit lägre och mer jämt fördelat.
Längst ner i Tabell 1 syns det att andelen studerande hade ökat från att 1997 varit drygt 40 procent till knappt 43 procent år 2002.
13
Tabell 1.Variabelöversikt, medelvärde och standardavvikelse, för samtliga individer.
Tabell 2. Variabelöversikt, medelvärde och
standardavvikelse, för studerande med studiemedel.
1997 2002 1997 2002
VARIABEL Medelv. Medelv. VARIABEL Medelv. Medelv.
(Std.av.) (Std.av.) (Std.av.) (Std.av.)
OBSERVATIONER 18428 17409 OBSERVATIONER 7298 7464
22.076 22.000 21.800 21.864
ÅLDER (1.415) (1.406) ÅLDER (1.384) (1.395)
0.499 0.485 0.558 0.547
KVINNA (0.500) (0.500) KVINNA (0.497) (0.498)
0.041 0.040 0.020 0.023
GIFT (0.198) (0.195) GIFT (0.140) (0.151)
0.009 0.013 0.006 0.004
NORDEN (0.096) (0.111) NORDEN (0.076) (0.063)
0.008 0.010 0.007 0.006
EUOECD (0.092) (0.097) EUOECD (0.081) (0.077)
0.088 0.107 0.084 0.106
ÖVRIGA VÄRLDEN (0.284) (0.309) ÖVRIGA VÄRLDEN (0.278) (0.308)
0.365 0.403 0.357 0.389
STORSTAD (0.482) (0.491) STORSTAD (0.479) (0.488)
15.262 16.937 38.537 39.505
STUDIEMEDEL (24.815) (25.103) STUDIEMEDEL (25.651) (24.048)
0.535 0.655 0.286 0.480
FÖRVÄRVSARBETE (0.499) (0.475) FÖRVÄRVSARBETE (0.452) (0.500)
71.393 93.353 30.031 47.129
LÖN (75.222) (85.692) LÖN (34.731) (45.148)
1.288 0.951 1.682 1.203
KAPITAL (6.220) (4.970) KAPITAL (6.465) (3.863)
0.396 0.429
STUDERANDE (0.489) (0.495)
14
7. Resultat och analys
7.1. Har rekryteringseffekterna förändrats?
Studiemedlets lägre rekryteringsnivå som tidigare nämnts innebär att studiestödet ska leda till en ökad efterfrågan på högre utbildning.
26År 1997 var det drygt 40 procent av individerna som studerade med studiestöd och 2002 utgjorde samma grupp knappt 43 procent. Att se denna ökning som en effekt av den genomförda reformen kan vara riskabelt då det totala antalet studenter kan ha många anledningar. Tidigare nämnda orsaker är antal studieplatser, situationen på arbetsmarknaden och lönesättningen.
27Tabell 3 nedan visar resultaten från skattningar av Ekvation (1) som i följande stycken kommenteras och analyseras. I tabellen redovisas parameterestimat, standardfel samt p- och z- värden av probit- och OLS-regressioner för de undersökta åren. I analysen används uttryck som statistiskt säkerställda resultat och statistiskt signifikanta koefficienter. När de 95- procentiga konfidensintervallen är skilda mellan de undersökta åren leder detta till ett statistiskt säkerställt resultat. För att göra tabellerna mer överskådliga utelämnas konfidens- intervallen från dessa. Då p-värdet av en variabels koefficient är mindre än 0.01 är denna signifikant på enprocentsnivån, det vill säga att den förklarande variabeln påverkar den beroende med 99 procents säkerhet. Om p-värdet istället överskrider 0.1 benämns koefficienten som icke-signifikant och således antas inte den oberoende variabeln förklara variationen av den beroende. Vidare bör nämnas att tolkning av alla resultat förutsätter ceteris paribus, allt annat lika.
Längst ner i tabellen presenteras också modellernas förklaringsgrad. Genom att studera dessa går det att se att en större del av variationen i huruvida en person studerar eller inte förklaras av modellen för 1997, 11.8 procent jämfört med 9.9 procent år 2002. En förklaring till detta är att övriga variabler som inte ingår i modellen har ett större förklaringsvärde år 2002. Exempel på sådana kan vara föräldrarnas etniska bakgrund, utbildningsnivå och ekonomiska situation.
26
Reuterberg och Svensson (1992), s. 27.
27
Centrala studiestödsnämnden. Uppföljning av 2001 års studiestödsreform. s.16 ff.
15
7.1.1. Ålder
Ålderns inverkan på huruvida en individ valde eftergymnasiala studier före och efter studiestödsreformen har förändrats något för vår målgrupp under de undersökta åren. Både år 1997 och 2002 minskade sannolikheten att en person studerade ju äldre denne blev. Denna faktors negativa effekt var däremot mindre 2002 jämfört med 1997. Resultaten som är statistiskt säkerställda visar således på att äldre individer studerade i högre utsträckning 2002 jämfört med 1997. En möjlig förklaring till detta är att fler studenter efter reformen valde att skjuta upp sina studier för att kunna jobba ihop en summa pengar och därmed inte behövde ta lika stora lån efter reformen, då lånevillkoren blivit något sämre.
7.1.2. Kön och civilstånd
Innan reformen var 44 procent av kvinnorna och 35 procent av männen studerande med studiemedel. Sannolikheten att studera vidare var större hos kvinnor än hos män. Efter reformen såg situationen liknande ut och snedrekryteringen verkar till och med ha blivit större. Skillnaden mellan åren är inte statistiskt säkerställd men tyder på en ökad sannolikhet för kvinnor att studera vidare på universitetet.
Under de undersökta åren påverkades utbildningsbeslutet negativt av att vara gift. År 1997 minskade sannolikheten att studera vidare med nästan 20 procent för en gift person.
Resultaten är inte statistiskt säkerställda men pekar på att denna effekt blivit något mindre efter reformen. Att detta skulle bero på de förändringar som skett i studiestödssystemet är dock svårt att se.
7.1.3. Ekonomisk bakgrund
Kapitalinkomst är den variabel i modellen som har bidragit till att mäta den studerandes ekonomiska bakgrund. Denna variabel ger en god mätning av individens kapitaltillgångar och ger dessutom signaler om hur välbärgad individens familj är. Bland personer i de åldrar som undersökts är det mycket troligt att kapitalet erhållits genom föräldrarna. Det bör därför vara möjligt att tolka en stor kapitalinkomst som en god ekonomisk bakgrund. Således är det rimligt att ju större kapitalinkomst studenten hade desto större möjlighet fanns hos föräldrarna att ge ekonomisk hjälp.
16
Det selektiva rekryteringsmålet säger att den ekonomiska bakgrunden inte ska påverka valet att studera vidare på universitet och att det är en av studiestödets huvuduppgifter att nå detta mål.
28I den skattade modellen framgår det att inkomsten av kapital hade betydelse i utbildningsvalet för båda åren. Punktskattningarna pekar på att det för både 1997 och 2002 var knappt en halv procents större sannolikhet att studera på universitet eller högskola för varje tusen kronor en person hade i kapitalinkomst. Detta tyder på att de förändringar studie- medelsreformen innebar inte påverkar det selektiva målet och att personer med en god ekonomisk bakgrund vid båda undersökningsåren hade större sannolikhet att läsa på universitetet.
7.1.4. Social bakgrund
Det fanns inte möjlighet att se föräldrarnas utbildningsnivå som är en viktig indikator för att mäta individers sociala bakgrund. Vidare kunde det inte ses om personerna i urvalet var andra eller tredje generationens invandrare, vilket kan ses som en väsentlig del av den etniska bakgrunden. Däremot fanns möjlighet att analysera hur utbildningsvalet påverkades av att en individ var första generationens invandrare.
Att vara invandrad från Norden minskade sannolikheten för eftergymnasialutbildning både före och efter studiestödsreformen. I och med förändringen av studiemedelssystemet är det statistiskt säkerställt att denna sannolikhet hade sjunkit. Innan reformen var det drygt 13 procent mindre sannolikhet att en invandrare från Norden valde att studera jämfört med dem som bott i Sverige sen födseln. Efter reformen hade denna siffra fördubblats. Detta kan upplevas som ett överraskande resultat att effekten var mest negativ för dem som kom ifrån våra närmaste grannländer. En förklaring till detta kan vara att dessa sökte sig till Sverige för att arbeta och inte för att studera på universitet.
Att vara invandrare från EU och OECD länder minskade också sannolikheten för universitets- studier. Undersökningen tyder på att sannolikheten minskat i och med reformen. Resultatet är inte statistiskt säkerställt men punktestimaten visar på att det 1997 var nära 10 procents mindre sannolikhet för universitetsstudier för utlandsfödda från denna grupp jämfört med svenskfödda. År 2002 pekar punktskattningen på en minskning av sannolikheten med 9 procentenheter. Följden av att vara invandrad från övriga världen är inte heller säkerställd
28
Reuterberg och Svensson (1992), s. 27.
17
men skattningarna tyder på att sannolikheten för universitetsstudier hos denna grupp har gått från att vara positiv år 1997 till att inte påverka studiebeslutet alls under 2002. Det senare året var inte variabeln statisktiskt signifikant och kan därför inte sägas ha haft någon inverkan på beslutet att studera vidare.
Tillsammans visar dummyvariablerna för härkomstland att studiestödsreformen förde med sig negativa rekryteringseffekter för åldersgruppen 20 till 24 år. Samtliga invandrargrupper hade lägre sannolikhet att fortsätta sina studier på universitetsnivå år 2002 jämfört med 1997 och den hårdast drabbade gruppen var de som invandrat från våra grannländer. Detta resultat pekar på att det selektiva rekryteringsmålet ur denna synpunkt blivit svårare att uppnå med det nya studiemedelssystemet. Att invandring från länder som inte tillhör Norden, EU eller OECD inte påverkat om en person väljer att studera vidare eller inte efter reformen bör dock ses som positivt.
7.1.5. Bostadsort
Resultaten tyder på att boende i storstad inte påverkar utbildningsvalet. Ingen av åren var denna variabel signifikant ens på 10 procentsnivån. Detta kan verka förvånande då det antagligen finns fler utbildningsmöjligheter ju större staden är. En förklaring till detta skulle kunna vara att kommunvariablerna som kontrolleras i modellerna fångar upp den variation som annars skulle visa sig i storstadsvariabeln.
18
Tabell 3. Studerande: Parameterestimat, robusta standardfel, p- och z-värden för probit- och OLS- modeller för åren 1997 och 2002.
1997 2002
PROBIT OLS PROBIT OLS
Variabel dF/dx P-värde Koef. P-värde dF/dx P-värde Koef. P-värde (Stdf) {z} (Stdf) {t} (Stdf) {z} (Stdf) {t}
ÅLDER -0.057 0.000 -0.052 0.000 -0.033 0.000 -0.030 0.000 (0.003) {-21.27} (0.002) {-21.29} (0.003) {-11.69} (0.003) {-11.54}
KVINNA 0.103 0.000 0.093 0.000 0.115 0.000 0.107 0.000
(0.007) {13.68} (0.007) {13.43} (0.008) {14.67} (0.007) {14.59}
GIFT -0.209 0.000 -0.197 0.000 -0.194 0.000 -0.186 0.000 (0.016) {-10.51} (0.016) {-12.04} (0.018) {-9.30} (0.018) {-10.11}
NORDEN -0.147 0.000 -0.134 0.000 -0.299 0.000 -0.278 0.000 (0.035) {-3.76} (0.033) {-4.06} (0.025) {-8.12} (0.026) {-10.57}
EUOECD -0.101 0.013 -0.096 0.009 -.0188 0.000 -0.185 0.000 (0.038) {-2.49} (0.037) {-2.63} (0.035) {-4.68} (0.037) {-5.05}
ÖVRIGA 0.042 0.005 0.042 0.003 0.006 0.667 0.005 0.678 VÄRLDEN (0.015) {2.80} (0.014) {2.99} (0.013) {0.43} (0.013) {0.41}
STORSTAD -0.024 0.938 -0.177 0.548 -0.016 0.966 0.264 0.175 (0.311) {-0.08} (0.295) {-0.60} (0.371) {-0.04} (0.195) {1.35}
KAPITAL 0.003 0.001 0.003 0.000 0.003 0.092 0.003 0.091 (0.001) {3.25} (0.001) {3.70} (0.002) {1.69} (0.002) {1.69}
KONSTANT 1.576 0.000 0.632 0.000
(0.251) {6.27} (0.085) {7.50}
Kontrollerat
för kommun Ja Ja Ja Ja
Antal obs. 18359 18428 17351 17409
Pseudo
R2 0.092 Just.
R2 0.118 Pseudo
R2 0.075 Just.
R2 0.099
19
7.2. Har studiemedelstagandet förändrats?
I Tabell 4 redovisas de skattade koefficienterna från Ekvation (2). Till skillnad från ovan har OLS-modellen för 2002 ett något högre förklaringsvärde än den för 1997, 22.2 procent jämfört med 21.9. Det kan betyda att de icke-observerade socio-ekonomiska faktorerna förklarar en större del av variationen i studiemedlets storlek år 1997 än 2002. Som tidigare nämns tolkas alla resultat med förutsättning av ceteris paribus, allt annat lika.
7.2.1. Ålder
Inledningsvis kan vi se att individernas ålder under 2002 inte längre påverkade mängden studiemedel som togs lika positivt som år 1997. Punktskattningarna pekar på en förändring från knappt 28 procent mer lån för varje år äldre de var, till nästan 26 procent. Denna utveckling är inte statistisk säkerställd på 95 procentsnivån.
7.2.2. Kön och civilstånd
Kvinnor tog mer studiemedel än män och trots att det är inte statistiskt säkerställt tycks snedfördelningen ha ökat mellan undersökningsåren. En hypotes är att män arbetade mer än kvinnor och därigenom inte behövde lika mycket studielån. Resultaten motbevisar detta, då kvinnor som studerade var förvärvsanställda i något större utsträckning än män, 29 jämfört med 27 procent år 1997, en skillnad som ökat år 2002 då motsvarande siffror istället var 50 mot 46 procent. Detta försvårar analysen av varför kvinnorna även höjt sitt studiemedelsintag.
Den negativa effekten av att vara gift verkar ha stigit. Förändringen är inte statistiskt säkerställd men punktestimaten tyder på dem som var gifta 2002 tog något mindre studielån än vad de gifta gjorde 1997.
7.2.3. Födelseland och bostadsort
De studenter som 1997 kom från de länder som benämns övriga världen tog enligt punktskattningen cirka 10 procent mindre studiemedel jämfört med de svenskfödda studenterna och ungefär en halv procentenhet mindre 2002. Denna skillnad är mycket liten och inte statistisk säkerställd, därför är det svårt att knyta an det till studiemedelsförändringen.
Intressant är dock att från att ha en säkerställd negativ koefficient 1997, så var härkomsten från EU- eller OECD-land ej signifikant under 2002. Detta tyder på att studerande invandrare från dessa länder inte hade ett annorlunda beteende i denna fråga än de som var födda i Sverige. Att komma från ett nordiskt land påverkade inte hur mycket studiemedel den
20
studerande tog något av de undersökta åren. Vidare tyder punktskattningarna på att den negativa effekten av att bo i en storstad hade minskat år 2002.
7.2.4. Kapitalinkomst
Av ytterliggare intresse är hur individens kapitalinkomst påverkade storleken på det tagna studiestödet. Både år 1997 och 2002 tog studerande något mindre studiemedel för varje tusen kronor i kapitalinkomster. Koefficienterna i Tabell 4 tyder på att kapitalinkomsterna fått något större betydelse för hur mycket studiemedel en person väljer att ta. Det enda som går att säga med säkerhet är dock att dessa inkomster påverkar studiemedelstagandet negativt de båda undersökta åren.
7.2.5. Förvärvsarbete
En betydligt större andel av studenterna var anställda år 2002 jämfört med 1997 vilket förmodligen har sin förklaring i det höjda fribeloppet. Enligt CSN:s rapport påverkar fribeloppets storlek arbetet bland studerande på två sätt. För det första får ett ökat fribelopp ett större antal studenter att söka arbete och för det andra har de studenter som redan är förvärvsanställda möjlighet att öka sin sysselsättningsgrad. Hur många av studenterna som arbetar och i vilket utsträckning beror naturligtvis också på den aktuella situationen på arbetsmarknaden. Det finns argument för och emot regleringen av hur mycket de studerande får tjäna utan att studiestödet påverkas. Argument mot att höja gränserna är detta skulle kunna medföra sämre studieresultat då ett ökat arbetande bland studenter kan påverka studierna negativt.
29Ett argument för ett höjt fribelopp är att det ökade fribeloppet ger de studerande större möjlighet att påverka den egna ekonomin.
Resultaten från CSN:s undersökning visar att det höjda fribeloppet inte ökade andelen studenter som arbetade under terminerna utan endast höjde sysselsättningsgraden hos dem som redan arbetade.
30Som tidigare nämnts kan inte vår undersökning urskilja om studenterna arbetar på sommaren eller under terminerna. Dock visar resultaten i denna uppsats en annan bild än den från CSN, då en betydligt större andel av de studerande i åldern 20 till 24 år arbetade 2002 än innan studiestödsreformen. År 1997 var andelen 29 procent och 2002 utgjorde samma grupp 48 procent. Bland dessa hade genomsnittslönen i 2002 års penning- värde växt från cirka 30 000 kronor till drygt 47 000 kronor. Den ökade lönen har troligtvis
29
Centrala studiestödsnämnden. Uppföljning av 2001 års studiestödsreform. s.38 f.
30
