o
nderwijs
De collegegeld-gevoeligheid
van deelname aan het WO
In hoeverre leidt verhoging van bet collegegeld tot vermindering van de
studentenaantallen?
De bekostiging van het Wetenschappelijk Onderwijs (WO) is sterk in discussie. Ten einde de door het kabinetKok gestelde bezuinigingen op het
hoger onderwijs te kunnen effectueren is een pakket maatregelen voorgesteld. Dit pakket behelst, naast bezuinigingen door de universiteiten
zelf, een verzwaring van de financiele
lasten van en studiedruk voor studenten. De beurs staat onder druk, het
studietempo moet omhoog, en het collegegeld wordt sterker verhoogd dan
een aantal jaren geleden de bedoeling
was. De recente aankondigingen van
verdere verhogingen van het collegegeld leiden tot protesten van studenten. Studenten redeneren daarbij
grotendeels vanuit hun eigen inkomensperspectief. Een reductie van het
besteedbare inkomen zal het studeren
onaangenamer maken, zeker als de
noodzaak tot snel studeren, dank zij
een tempo-afhankelijkheid van de
beurs, ook nog toeneemt.
De aanbieder van het onderwijs
gaat er evenwel van uit dat hij als monopolist de markt voor het wetenschappelijk onderwijs kan besturen.
Een prijsverhoging zou slechts marginaal tot wijzigingen in de belangstelling leiden. Hierdoor is het zogenaamd mogelijk om van dezelfde
studentaantallen uit te gaan en de opbrengst aan collegegelden te maximaliseren. De belasting van de aanstaanFiguur 1. Het collegegeld in prijzen
de student neemt evenwel sterk toe.
Niet alleen de onzekerheid omtrent
het voortbestaan van de basisbeurs
(de gift), maar ook het vooruitzicht
van een ophoping van rentedragende
studieschuld en de jaarlijkse lasten
van het collegegeld, zullen toekomstige studenten eerder doen besluiten
om niet te gaan studeren en huidige
twijfelende studenten verder in vertwijfeling brengen.
De vraag of het wetenschappelijk
onderwijs wel zo prijsongevoelig is
staat ter discussie. Hieronder wordt
een ruwe schatting van de collegegeld-elasticiteit gemaakt. Er wordt
daarin op een macro-economische
manier te werk gegaan. Er wordt geabstraheerd van de inkomensontwikkeling van studenten, zij het dat als
proxy de ontwikkeling van het bruto
binnenlands produkt meegenomen
wordt. Ook worden geen inkomenscategorieen onderscheiden, zodat een
echte micro-economische analyse ontbreekt. Hierdoor is het slechts mogelijk een ruwe indicatie van de gevolgen van collegegeldveranderingen te
presenteren.
Eerst geven wij een overzicht van
de ontwikkeling van het collegegeld
sinds 1945. Daarna wordt de vraagvergelijking van de deelname aan het hoger onderwijs besproken. Vervolgens
presenteren wij een aantal tentatieve
berekeningen van effecten van alternatieve vaststellingen van het collegegeld.
van 1985
Collegegeld en deelname aan
het WO sinds 1945
1955
1965
Na de tweede wereldoorlog werd het
collegegeld op 325 gulden vastgesteld. Tot 1956 heeft dit tarief gegolden. Van 1956 tot 1972 bedroeg het
collegegeld 200 gulden. In 1972 is onder luid protest het collegegeld tot
1000 gulden verhoogd; dit heeft tot de
zogenaamde collegegeldboycot ge-
leid, waarna het bedrag een jaar later
gehalveerd werd. In de jaren zeventig
is het tarief van 500 gulden een aantal
jaren gehanteerd. Begin jaren tachtig
liep het collegegeld licht op. Sinds
1985 is de verhoging van het collegegeld evenwel weer aan de orde. Figuur 1 geeft de ontwikkeling van het
collegegeld in guldens van 1985.
De figuur laat zien dat in reele termen men de laatste jaren weer terug
is op het niveau van het collegegeld
van net na de oorlog. Indien men
1972 als uitzondering beziet, is vast te
stellen dat de filosofie van studeren
voor iedereen in de jaren vijftig, zestig
en zeventig, maar niet meer in de jaren tachtig gegolden heeft. De laatste
jaren is een duidelijke reele prijsstijging van het hoger onderwijs te bespeuren. Dit geldt evenzo voor andere onderwijsvormen, zodat de keuze
tussen de verschillende vormen van
studeren wellicht minder ter discussie
staat dan de keuze tussen studeren en
werken.
Figuur 2 toont de totale deelname
aan het WO sinds 1945. Er is een
groei in de jaren zestig en zeventig en
een afvlakking in de laatste jaren te
zien. Momenteel nemen zo’n 185.000
studenten deel aan het WO.
De invloed van het collegegeld
De prijsgevoeligheid van de deelname
aan het wetenschappelijk onderwijs
wordt benaderd met behulp van het
volgende model:
log S/N =/(log Y, log CG/P)
(1)
waarin S het aantal studenten in het
wetenschappelijk onderwijs, N de bevolking tussen de 20 en de 44 jaar, Y
het reele bruto binnenlands produkt,
CG het collegegeld en P het prijspeil
van de gezinsconsumptie voorstellen.
De tijdreeksen van de (functies van
de) betrokken variabelen zijn stationair na het nemen
van eerste verschillen1.
Figuur 2. Studentenaantallen WO,
in duizenden
Vergelijking (1) wordt beschouwd
als een mogelijk gecointegreerde lan-
Tabel 1. Elasticiteiten van de deelname aan het WO
ge-termijnvergelijking. Variabelen die
Parameter
op de lange termijn een evenwichtsproces vormen, vormen een zoge-
naamd gecointegreerd stelsel. De in-
Pi
P2
komenselasticiteit wordt positief
P3
verondersteld: een conjuncturele opgang zal de inkomenspositie van ouders en studenten verbeteren, terwijl
Yi
72
73
Schatting
t-waarde
0,377
-0,039
2,253
leveren evenmin significante verban-
3,073
-0,106
0,720
-0,531
-14,318
2,108
den tussen instroom, conjunctuur, bevolkingsomvang en collegegeldhoogte op. Hieruit valt te concluderen dat
de hoogte van het collegegeld wellicht niet zo’n sterke invloed heeft op
de beginnende student; die gaat blijkbaar wat lichter om met het verschil
2,936
2,892
1,980
ook het arbeidsmarktperspectief zal
toenemen. De collegegeldelasticiteit
zal negatief zijn.
Op de korte termijn zal, indien de
de parameters is significant; er kan
dan ook geen lange-termijn evenwichtsrelatie worden vastgesteld. Experimenten met andere specificaties
dologie, zoals die door Kremers e.a.
tussen de te verwachten financiele lasten en de kans op het succesvol afronden van de opleiding inclusief de ge-
de korte termijn verondersteld is. Het
voorgesteld is .
De vergelijking is geschat over de jaren 1957-1993 (label 1). De aangepaste determinatiecoefficient bedraagt
0,73 en de Durbin-Watson toetsgrootheid 2,07. De lange-termijnparameters
hebben de juiste tekens, zijn significant, hoewel cointegratie van de variabelen uit vergelijking (1) zwak is. Op
korte termijn heeft, ceteris paribus,
is mogelijk dat ook vertragingen en
een verhoging van het collegegeld
andere verkJarende variabelen een rol
met 1 procentpunt (zeg/ 22,50) een
Tabel 2 illustreert de collegegeldgevoeligheid van het aantal studenten
in het korte-termijnmodel spelen; hier-
zwak effect op de groei van het aantal
aan de Nederlandse universiteiten. De
van is in de presentatie afgezien.
Het aardige van dit model is dat de
korte- en lange-termijn eigenschappen gezamenlijk bepaald worden. De
beta’s geven de korte-termijneffecten
weer, terwijl de gamma’s de lange-termijnverbanden tonen. De theoretisch
verwachte verbanden dienen onom-
studenten: slechts 0,04 procent minder (zie de parameter $2), zeg 75 studenten anno 1995. De lange-termijnelasticiteit is evenwel ongeveer -0,5
(zie 73), hetgeen op termijn een kleine
1000 studenten minder (startend vanuit 1995) impliceert.
Een monopolist zou zich om een
hierboven beschreven vergelijking is
benut om het aantal studenten in de
periode 1995-1998 te simuleren. Hierij
variabelen in vergelijking (1) gecointegreerd zijn, er een zogenaamd fouten-
correctie-model bestaan van cle vorm:
A log(S/N) = pi A log Y + p2 A log CG/P +
P.i Hog (S/NX, – y, log Y.i – j, log (CG/P)-i – 73!
waarin ook een loglineair verband op
neugte van een beurs. De gevorderde
student, die om welke reden dan ook
in financiele problemen is geraakt,
maakt deze afweging wat nadrukkelijker. Het voorraadeffect domineert het
instroomeffect.
Alternatieve verhogingen
is van de volgende veronderstellingen
uitgegaan:
• de ree’le groei van het bruto binnenlands produkt bedraagt 2,5%;
• de groei van de bevolkingsgroep
tussen de 20 en 44 jaar bedraagt 1%;
stotelijk op de lange termijn te gel-
prijselasticiteit van -0,5 niet erg druk
den. De korte-termijninvloeden behoeven niet a priori aan theoretische
verwachtingen te voldoen. In de regel
zal men evenwel theoretisch verwachte effecten kunnen waarnemen. Men
kan het lange-termijnverband bezien
als het anker van het model. Indien er
maken. In dit geval is het nog steeds
• de stijging van het prijspeil van de
voordelig de prijs erg hoog te zetten.
gezinsconsumptie bedraagt 2,5%.
De minister van Onderwijs en Wetenschappen heeft evenwel niet de winst
voor ogen, doch de opbouw van de
voor Nederland zo broodnodige produktiefactor menselijk kapitaal. De
Met deze veronderstellingen is een basispad op basis van een hoogte van
het collegegeld van 2250 gulden berekend. Het aantal studenten bedraagt
op korte termijn een afwijking van het
lange-termijn elasticiteit van -0,5 zou
dan in 1995 185.700 (per 1 december
lange-termijnpad ontstaan is, staat het
model aanpassing aan het lange-termijnpad toe. Aanpassing kan geschie-
derhalve zorgwekkend moeten zijn.
1994 is de stand 185.215), 186.800 in
1996, 188.600 in 1997 en 191.000 in
den door veranderingen in de verkla-
rende variabelen of door het ‘wegwerken’ van de ontstane afwijking van de
lange termijn (met een aanpassingssnelheid (33). De lange-termijneffecten
domineren uiteraard de uiteindelijke
effecten van veranderingen in verklarende variabelen. Gezien de vertra-
ging zal in de eerste periode van analyse van een variant het korte-termijneffect domineren. Derhalve is het
noodzakelijk deze twee effecten te
scheiden.
Hieronder is ervoor gekozen om
het korte-termijnmodel te schatten,
waarin het lange-termijnmodel impliciet meegenomen is. Dit is de metho-
ESB 10-5-1995
Een blijvende verhoging van het collegegeld met 1 procentpunt leidt tot
een daling van het aantal WO-studenten met 0,5 procentpunt per jaar. De
kreet “Hoger onderwijs voor iedereen” komt dus ernstig in gevaar. Om-
gekeerd moeten diegenen, die de
deelname aan het WO te massaal vinden, wellicht niet te pleiten voor selectie aan de poort, maar voor een drastische verhoging van het collegegeld.
Een vorm van zelfselectie zou daarbij
ervoor kunnen zorgen dat de deelname tot aanvaardbare properties teruggebracht wordt.
Hetzelfde model is met het aantal
eerstejaars en de bevolkingsgroep van
0 tot 19 jaar als schaalvariabele geschat. Dit model levert onbevredigende schattingsresulaten op. Geen van
1998. In de gesimuleerde periode
neemt het aantal studenten, ondanks
de ongunstige demografische ontwikkeling in de leeftijdsgroep tot 19 jaar,
toch nog met zo’n kleine 5.000 toe.
Het aantal eerstejaars zal naar verwachting afnemen. Ouderejaars zul.
1. De Dickey-Fuller toetsgrootheden (zonder trend en constante) luiden voor
log S/N 0,48, A log S/N -2,17, log CG/P 0,16, A log CG/P -9,51; de uitgebreide Dickey-Fuller (met trend en constante en
een vertraging) voor log Y -0,78 en A log
Y-5,84.
2. JJ.M. Kremers, N.R. Ericsson en J.J. Dolado, The power of cointegration tests,
Oxford Bulletin of Economics and Statistics, jg. 54, 1992, biz. 325-348.
455
Tabel 2. Vermindering studentenaantalien bij collegegeldverbogingen?
Jaar
1995
1996
1997
1998
Variant 1 Variant 2
/ 150-175 / 300-350
-400
-1700
-3500
-4300
-900
-3100
-6500
-9800
Variant 3
/ 1000
-2600
-6400
-9700
-12700
a. Afwijkingen ten opzichte van het basisscenario, in absolute aantallen.
len evenwel voor een voorraadeffect
zorgen.
Ten opzichte van dit basispad is
een drietal varianten geanalyseerd:
1. een verhoging met/ 150 in 1995
en in 1996 en 1997 een extra verhoging met/ 175 (f 500 in totaal erbij
per 1997);
2. een verhoging met/ 300 in 1995,
en in 1996 en 1997 een extra verhoging met/ 350 (/ 1000 in totaal erbij in 1998);
3. een verhoging met/ 1000 in 1995,
die in de jaren erna van kracht blijft.
Een geleidelijke verhoging leidt tot
een geringere reductie van het aantal
studenten (tabel 2). Een eenmalige
verhoging van 1000 gulden leidt tot
een teruggang van het aantal studenten na 4 jaar met zo’n 13.000. De eerste variant leidt, onder bovenstaande
veronderstellingen, ongeveer tot een
constant aantal studenten in het WO.
Besluit
De Nederlandse economic is sterk
van kennis afhankelijk. Een verant-
woorde opbouw van de deelname
aan het WO is derhalve onontbeerlijk.
De hoogte van het collegegeld zou
derhalve niet een instrument van bekostiging van het hoger onderwijs,
maar veeleer een prikkelender parameter tot deelname aan het WO moeten zijn. Vergaande verhogingen van
het collegegeld leiden tot een serieu-
ze uitval van studenten. Combinaties
van maatregelen in de sfeer van vermindering van beurzen en verhoging
van collegegelden moeten dan ook
scherp onderzocht worden, alvorens
ze te implementeren.
Elmer Sterken
De auteur is hoogleraar economic aan de
Rijksuniversiteit Groningen. Hij dankt de Financieel-Economische Dienst van de RUG en
Ben Jongbloed (CSHOB, Universiteit Twente)
voor het beschikbaar stellen van de gegevens.
456