Rugzakbeleid heeft levensloopperspectief leerlingen flink verbeterd

Op 1 augustus 2003 introduceerde het kabinet het rugzakbeleid, met als doel om kinderen met een handicap, ziekte, ernstige gedragsstoornis of psychisch probleem op een reguliere school via extra hulpverlening basis- en voorgezet onderwijs te laten volgen. Op die manier zouden zij zo veel mogelijk mee kunnen draaien in het systeem, en zouden ze onderwijs op hun eigen niveau kunnen volgen. Om de extra hulpverlening op een reguliere school mogelijk te maken, konden ouders extra leerlinggebonden financiering aanvragen.

Alleen leerlingen met een indicatie van de Commissie van Indicatiestelling (CvI) kwamen in aanmerking voor een rugzak. De CvI keek onder andere naar de aard en gevolgen van de beperking voor het onderwijs. Het budget werd na indicatie toegekend aan de school van de geïndiceerde leerling, en onder meer gebruikt voor aangepast lesmateriaal en extra klassenassistentie (Wettenbank, 2003).

Vanaf 1 augustus 2014 is het rugzakbeleid afgeschaft en omgezet naar passend onderwijs (Wettenbank, 2014). Het idee was dat het geld efficiënter en effectiever kon worden ingezet. Het budget, waarop binnen het nieuwe beleid structureel met 300 miljoen euro per jaar werd bezuinigd, gaat voortaan naar samenwerkingsverbanden van ­reguliere en speciale scholen. Als voornaamste redenen voor de afschaffing werden het ontbreken van een duidelijk effect en de te hoge kosten opgegeven. Daarnaast waren er wat praktische problemen rondom de CvI. Sinds de afschaffing stromen leerlingen massaal terug naar het speciaal onderwijs (Van Gaalen, 2019).

De vraag is op basis waarvan het Ministerie van Onderwijs, Cultuur en Wetenschap (OCW) bepaald heeft dat het rugzakbeleid te veel geld kostte. Er zijn weliswaar een jaar na introductie van het rugzakbeleid wat studies verricht (Koster et al., 2004; Veneman, 2004; Vergeer et al., 2004), maar hierbij werd echter het effect op de langere termijn van het rugzakbeleid compleet genegeerd. Bovendien hielden de uitgevoerde studies geen rekening met de ontwikkeling van rugzakleerlingen wanneer men het rugzakbeleid niet zou hebben ingevoerd (de counterfactual) – met als gevolg dat er eigenlijk niets gezegd kon worden over het oorzakelijke effect van het beleid.

De ‘gouden standaard’ bij het bepalen van een oorzakelijk beleidseffect vindt men door er een gerandomiseerd experiment op toe te passen. Maar in veel gevallen is het implementeren van zo’n experiment binnen het onderwijs niet verantwoord vanwege financiële, politieke of ethische redenen. Het zou bijvoorbeeld onethisch zijn als men een groep kinderen niet zou toelaten tot het basisonderwijs om aldus het oorzakelijke effect van scholing te bepalen. Een second-best alternatief voor een gerandomiseerd experiment is dan het gebruik van een natuurlijk experiment waarin individuen niet willekeurig zijn toegewezen aan een behandel- en controlegroep en de controlegroep representatief is voor de counterfactual van de behandelgroep . Hier wordt al sinds de jaren zeventig aandacht aan besteed in de economische literatuur (Athey en Imbens, 2017), maar beleidsmakers passen de ontwikkelde methoden nog relatief weinig toe bij cruciale afwegingen binnen het onderwijs.

Ook aan de afschaffing van het rugzakbeleid lijkt er geen wetenschappelijke analyse vooraf te zijn gegaan. In dit artikel onderzoeken we daarom alsnog het oorzakelijke effect van het rugzakbeleid op de mentale gezondheid van rugzakleerlingen.

Data

We gebruiken longitudinale gegevens van 1.218 kinderen tussen 2000 en 2015, afkomstig uit de Tracking Adolescents’ Individual Lives Survey (TRAILS). TRAILS is een prospectieve cohortstudie van kinderen uit Noord-Nederland die geboren zijn tussen 1 oktober 1989 en 30 september 1991. Tot de leeftijd van 26 jaar zijn de kinderen elke drie jaar gemeten, en ze komen uit Groningen, Leeuwarden, Assen, Winschoten, Dantumadeel en Grijpskerk.

Voor de uitkomstmaat – mentale gezondheid – gebruiken we scores op de gevalideerde vragenlijsten Youth Self Report in 2000, 2003 en 2006 en Adult Self Report in 2009 en 2012, welke we converteren naar een positief oplopende schaal van 0 tot 100.

De toewijzing van een rugzak werd behandeld door de CvI van het Ministerie van OCW. Wij hebben de door het CvI gebruikte norm gehanteerd om de in aanmerking komende leerlingen (hierna ‘rugzakleerlingen’) te classificeren, en zodoende het indicatieproces te repliceren binnen onze steekproef. Dit resulteerde in 1.175 reguliere leerlingen en 43 rugzakleerlingen – waarbij dit aandeel rugzakleerlingen van 3,53 procent representatief is voor het landelijk gemiddelde (Minne et al., 2009). Tabel 1 toont de karakteristieken van beide groepen in onze steekproef.

Mentale gezondheid

We maken gebruik van een differences-in-differences-onderzoeksopzet om het oorzakelijke effect van het rugzakbeleid op de mentale gezondheid van rugzakleerlingen te bepalen. We gebruiken de ontwikkeling van de mentale gezondheid van reguliere leerlingen om te bepalen wat de trend van rugzakleerlingen zonder rugzakbeleid geweest zou zijn. We kunnen dat doen aangezien, voor 2003 en na 2006, beide trends parallel lopen (figuur 1). Omdat Ruijs (2017) bovendien heeft aangetoond dat reguliere leerlingen niet werden beïnvloed door de aanwezigheid van rugzakleerlingen in de klas, kunnen we het verschil tussen de trend van mentale gezondheid van rugzakleerlingen en de counterfactual interpreteren als het oorzakelijke effect van het rugzakbeleid. Zie Freriks en Mierau (2019) voor de volledige uitwerking van de empirische strategie.

De resultaten laten zien dat het rugzakbeleid de mentale gezondheid van rugzakleerlingen met 38 procent heeft verbeterd. Dat is 0,41 standaarddeviatie – een aanzienlijk effect.

Het effect blijkt wel te verschillen per type leerling. We vinden dat het rugzakbeleid minder effect heeft op de mentale gezondheid van leerlingen met een niet-westerse achtergrond en afkomstig uit een lager sociaal-economisch milieu (Freriks en Mierau, 2019). De mentale gezondheid van deze relatief kwetsbare leerlingen is wel verbeterd door de introductie van het rugzakbeleid, maar hun positie ten opzichte van meer bevoorrechte klasgenoten is verslechterd.

De mentale gezondheid houdt specifiek verband met de schoolprestaties van leerlingen (Johnston et al., 2014). Onze beschrijvende statistieken in tabel 2 laten zien dat, na invoering van het rugzakbeleid, de verschillen in schoolprestaties tussen rugzakleerlingen en hun reguliere klasgenoten inderdaad aanzienlijk zijn verminderd. Voor de invoering van het beleid verschilden de onderwijsprestaties van rugzakleerlingen statistisch significant van die van reguliere leerlingen, terwijl die verschillen na invoering van het beleid niet meer significant waren. Figuur 2 versterkt dit beeld, aangezien beide groepen uiteindelijk in 2015 marginaal verschillen in de verdeling van behaald onderwijsniveau op 26-jarige leeftijd.

Maatschappelijke kosten en baten

De hogere mentale gezondheid van rugzakleerlingen als gevolg van het rugzakbeleid levert verschillende baten op, bijvoorbeeld via lagere uitgaven aan de geestelijke gezondheidszorg (ggz), betere onderwijsprestaties en hogere arbeidsmarktparticipatie. Dankzij deze baten zijn de kosten van het rugzakbeleid na een kleine dertig jaar terugverdiend, zo blijkt uit een schatting van de maatschappelijke kosten en baten.

Voor deze kosten-batenanalyse doen we vier aannames. Ten eerste gaan we ervan uit dat het rugzakbeleid jaarlijks 14.400 euro per rugzakleerling heeft gekost (Minne et al., 2009). Als we aannemen dat de rugzakleerlingen ondersteuning kregen van hun 12e tot 18e jaar komen de totale kosten per leerling neer op 86.400 euro. Ten tweede gaan we ervan uit dat de gemiddelde ggz-patiënt jaarlijks 5.909 euro kost – gegeven dat de totale ggz-uitgaven in 2016 volgens het CBS 6,5 miljard euro bedroegen en dat de ggz dit jaar volgens cijfers van Vektis 1,1 miljoen patiënten had. De verbetering van 38 procent in de mentale gezondheid van rugzakleerlingen betekent dan dat de ggz-kosten per rugzakleerling afnemen met 2.245 euro per jaar. Ten derde heeft eerder onderzoek laten zien dat een toename in de mentale gezondheid van één standaarddeviatie leidt tot een dertig procent hogere kans op arbeidsmarktparticipatie (Frijters et al., 2014). De verbetering in de mentale gezondheid van 0,41 komt dan neer op een verhoogde kans op arbeidsmarktparticipatie van 12,3 procent. Gegeven dat tussen 2012 en 2018, volgens het CBS, het gemiddelde verschil in persoonlijk inkomen tussen de werkzame en werkloze beroepsbevolking jaarlijks 20.583 euro bedroeg, levert dit per leerling jaarlijks 2.532 euro aan baten op. Ten vierde suggereren de cijfers in tabel 2 dat, na de introductie van het rugzakbeleid, het verschil in positie op de leerjarenladder tussen rugzakleerlingen en reguliere leerlingen met 22,7 procent is afgenomen. Als we aannemen dat, zonder rugzakbeleid, 22,7 procent van de rugzakleerlingen met een hoog behaald onderwijsniveau (44,2 procent van alle rugzakleerlingen) was blijven steken op middelbaaronderwijsniveau, dan heeft het beleid voor hen een hoger inkomen opgeleverd. Volgens cijfers van het CBS bedraagt het gemiddelde persoonlijke inkomen bij middelbaar en hoog onderwijsniveau respectievelijk 32.400 en 53.300 euro. Het jaarlijkse extra inkomen per leerling die dankzij het rugzakbeleid het hoger onderwijs heeft afgerond, in plaats van het middelbaar onderwijs, komt dan neer op 2.096 euro per jaar.

Als we ervan uitgaan dat (1) de baten in de ggz vanaf de leeftijd van 18 jaar merkbaar zijn, (2) de baten in arbeidsmarktparticipatie vanaf de leeftijd van 21 jaar merkbaar zijn, (3) de baten van het onderwijsniveau op inkomen vanaf de leeftijd van 24 jaar merkbaar zijn, en (4) en de discontovoet gelijk staat aan drie procent per jaar (CPB, 2017), dan komt de maatschappelijke terugverdientijd neer op 28 jaar en 223 dagen.

Conclusie en implicaties

Het rugzakbeleid heeft de mentale gezondheid van rugzakleerlingen flink verbeterd. Aangenomen mag worden dat deze verbetering een positief effect heeft op hun levensloop, onder meer via lagere ggz-uitgaven, betere onderwijsprestaties en hogere arbeidsmarktparticipatie. Via deze maatschappelijke baten zijn de kosten van het rugzakbeleid al binnen dertig jaar terugverdiend.

Deze analyse suggereert dat het Ministerie van OCW het rugzakbeleid in 2014 ongegrond heeft afgeschaft, gezien de motivatie van het ministerie dat de kosten te hoog zouden zijn en het effect beperkt. Onze onderzoeksopzet wordt weliswaar gelimiteerd door de grootte van de steekproef en het ontbreken van daadwerkelijke informatie over de CvI-indicatie, maar dit onderzoek geeft niettemin een accurater inzicht in het beleidseffect dan de beperkte bronnen op grond waarvan het ministerie het rugzakbeleid afgeschaft lijkt te hebben.

Literatuur

Athey, S. en G.W. Imbens (2017) The state of applied econometrics: causality and policy evaluation. Journal of Economic Perspectives, 31(2), 3–32.

Bosker, R.J. en R.K. van der Velden (1985) Een generatie geselecteerd. Deel I: de schoolloopbanen. Groningen, Nederland: GIO

CPB (2017) Discontovoet onderwijs. CPB Notitie, 27 november.

Freriks, R.D. en J.O. Mierau (2019) Heterogeneous effects of school resources on child mental health development: evidence from the Netherlands. SOM Research Reports, 2019(5), 1–35.

Frijters, P., D.W. Johnston en M.A. Shields (2014) The effect of mental health on employment: evidence from Australian panel data. Health Economics, 23(9), 1058–1071.

Gaalen, E. van (2019) Weer meer kinderen naar speciaal onderwijs. AD, 3 januari.

Johnston, D., C. Propper, S. Pudney en M. Shields (2014) Child mental health and educational attainment: multiple observers and the measurement error problem. Journal of Applied Econometrics, 29(6), 880–900.

Koster, M., E.J. van Houten-van den Bosch, H. Nakken en S.J. Pijl (2004) ­Integratie onder het rugzak-beleid. GION, Rijksuniversiteit Groningen, BOPO Projectnummer 412-03-004.

Minne, B., H.D. Webbink en H.P. van der Wiel (2009) Zorg om zorgleerlingen: een blik op beleid, aantal en kosten van jonge zorgleerlingen. CPB Document, 192.

Ruijs, N. (2017) The impact of special needs students on classmate performance. Economics of Education Review, 58, 15–31.

Veneman, H. (2004) Het gewicht van de rugzak: evaluatie van het beleid voor leerlinggebonden financiering. Proefschrift, Rijksuniversiteit Groningen.

Vergeer, M., H. Blok, T. Peetsma en E. Roede (2004) De positie van ouders binnen de Regeling Leerlinggebonden Financiering. SCO-Kohnstamm Instituut, rapport 710.

Wettenbank (2003) Voorlichting over leerlinggebonden financiering (lgf). Informatie te vinden op wetten.overheid.nl.

Wettenbank (2014) Regeling stimulering invoering passend onderwijs in het primair onderwijs, voortgezet onderwijs en cluster 1 en 2, 2013–2014. Informatie te vinden op wetten.overheid.nl