Pobierz - mikroekonomia.net

Wojciech Jarecki
ROZDZIAŁ 11
BADANIE INDYWIDUALNEJ RENTOWNOŚCI KSZTAŁCENIA –
ASPEKTY METODOLOGICZNE
Wprowadzenie
Kształcenie jest inwestycją, która poprzez ponoszenie kosztów, przyczynia się do
powstania różnej formy efektów. Badanie tych kosztów i efektów, a rezultacie – rentowności
kształcenia, bazuje na założeniach teorii kapitału ludzkiego mówiących, że inwestycja w
kształcenie powoduje wzrost wydajności pracy, która z kolei przekłada się na wyższe
wynagrodzenie1. Istotnym wzbogaceniem tych poglądów, z punktu widzenia inwestycji w
kształcenie, były badania i wnioski Psacharopoulosa (Psacharopoulos 1995).
W myśl teorii kapitału ludzkiego rozróżnić można wydatki (koszty) indywidualne na
kształcenie, zwane też prywatnymi i publiczne. Efektem wydatków prywatnych na
kształcenie, z punktu widzenia pomiaru rentowności, jest wyższe wynagrodzenie, a
publicznych – wzrost gospodarczy. Zatem np.: głównym efektem kształcenia wyższego, jest
wyższe wynagrodzenie w okresie pracy zawodowej w stosunku do osób mających
wykształcenie średnie.
W teorii kapitału ludzkiego, do szacowania rentowności inwestycji w kształcenie
wykorzystuje się z reguły funkcję, w której wynagrodzenie (np.: za godzinę, zob.: Steiner,
Lauer 2000 s. 2) jest zmienną zależną od lat kształcenia i doświadczenia zawodowego (zob.
też: Franz 1999, R. 3.2., szczególnie s. 82-89). Nie jest to jednak jedyna metoda. W zasadzie
można przyjąć, że do szacowania indywidualnej rentowności kształcenia wyróżnia się trzy
metody, które zależą od dostępności danych statystycznych i rodzaju szacowanej rentowności
(zob też.: Psacharopoulos 1981 s. 583-604). Do metod tych należą: standardowe równanie
Mincera i jego modyfikacje, metoda wewnętrznej stopy zwrotu i metoda short-cut (zob.:
Psacharopoulos 1995, s. 5-8; Ammermueller, Dohmen 2004 s. 20-24).
Funkcja wynagrodzeń, wykorzystywana do szacowania rentowności, może być
rozszerzona o inne zmienne, problem jednak w tym, że mają one zazwyczaj wymiar
jakościowy. Z ilościowych, poza okresem czy poziomem wykształcenia i okresem pracy
warto w badaniach zwrócić uwagę szczególnie na ujmowanie w szacunkach ryzyko
bezrobocia (zob.: Schultz 1981, s. 129-131; zob. też: Jarecki 2006-2, s. 36-43).
Celem niniejszej pracy jest zatem krytyczne przedstawienie metod i wyników pomiaru
rentowności kształcenia. Najpierw zostaną przedstawione poszczególne podstawowe metody i
ich modyfikacje oraz oparte na nich wyniki badań, a następnie zostanie przedstawiona
krytyka problemu badania rentowności kształcenia.
Klasyczna metoda Mincera
Pomiar rentowności kształcenia został zapoczątkowany przez Mincera (Mincer, J.,
Schooling, Experience, and Earnings, New York 1974). Na bazie założeń teorii kapitału
ludzkiego J. Mincer zaproponował równanie do szacowania indywidualnej rentowności
inwestycji w kształcenie. Od tego czasu, do badania stopy zwrotu z inwestycji w kształcenie
1
Zob. badania T.W. Schulza (1961), G.S. Beckera (1964) i J. Mincera (1962).
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
113
(rentowności inwestycji) najczęściej wykorzystuje się (logarytmowaną) funkcję płac (metodę)
Mincera, która uwzględnia liczbę lat kształcenia (w zmodyfikowanej postaci – poziomy
wykształcenia), doświadczenie zawodowe mierzone latami pracy, oraz składnik losowy (błąd
losowy) nieskorelowany ze zmiennymi objaśnianymi, jak też między poszczególnymi
osobami. Założony jest, z biegiem lat życia i pracy zawodowej, wzrost umiejętności przy
jednoczesnej utracie zdobytej w okresie kształcenia wiedzy. Mincer założył, że kolejne lata
kształcenia, nie wyróżniając poziomów i kierunki wykształcenia, dają taką samą rentowność.
Na tej podstawie oszacował ogólną rentowność danej drogi kształcenia.
Metoda Mincera polega na szacowaniu równania przy pomocy zmultiplikowanej
regresji metodą małych kwadratów. Współczynnik dla wyjaśniania zmiennej szacuje się w
taki sposób, że kwadrat różnicy między obserwacjami i szacowana wartością jest
minimalizowany.
W oparciu o teorię kapitału ludzkiego, Mincer zaproponował następujące równanie do
szacowania rentowności kształcenia (Mincer, J., Schooling, Experience, and Earnings, New
York 1974, s. 83):
Ln wi=a0 +a1 Si +a2 Xi +a3 X²i + εi,
gdzie:
Ln wi jest logarytmowanym wynagrodzeniem brutto, Si oznacza lata kształcenia a Xi
doświadczenie zawodowe w latach osoby i. Szacowanymi współczynnikami są aj, gdzie
j=0,1,2,3. Zlogarytmowane równanie wynagrodzenia wynika z założenia, opartego na teorii,
cyklu życiowego efektów inwestycji w kapitał ludzki i szacowanego profilu inwestycyjnego
(zob.: Franz 1999, s. 82-89). W równaniu tym, zmienna okresu kształcenia mierzona latami
kształcenia, wpływająca na jakość kapitału ludzkiego odnosi się do kształcenia formalnego,
doświadczenie zawodowe natomiast do wzrost kapitału ludzkiego w miejscu pracy,
mierzonego latami pracy. Równanie odnosi się do założenia dotyczącego czasowego
przebiegu profilu inwestycyjnego, oznaczającego, że w miarę upływu lat życia i pracy
zawodowej, coraz większy wpływ na wynagrodzenia ma nabywane doświadczenie2.
Składnik losowy (czynnik losowy) εi obejmuje wszystkie czynniki wpływające na
wynagrodzenia, które nie są wyjaśnione w pozostałych zmiennych. Równanie ma takie
założenie, że wynagrodzenie jest określane przez liczbę lat kształcenia i doświadczenie
zawodowe. Podniesienie do kwadratu wynagrodzeń wynika z nieliniowości wzrostu
wynagrodzeń i uzależnienia ich, w miarę upływu lat pracy, coraz bardziej od doświadczenia
zawodowego a coraz mniej od posiadanego wykształcenia.
Przy założeniu, że εi nie koreluje ze zmiennymi niezależnymi, otrzyma się nie
zniekształcony współczynnik, który określi wpływ objaśnianych zmiennych na
wynagrodzenia. Współczynnik a1 pokaże przy tym wielkość indywidualnej rentowności z
kolejnych lat kształcenia.
Badania Mincera w oparciu o dane z 1960 r, w których zastąpił on, na bazie
szacunków, rzeczywiste doświadczenie zawodowe potencjalnym, pokazały, że indywidualna
rentowność kształcenia wynosi ok. 10% a doświadczenia zawodowego ok. 8% (zob.: Mincer
1974, ss. 45-48, 57, 66-74).
Zaletą metody Mincera jest to, że opiera się ona na dużych próbach statystycznych a
wyniki odzwierciedlają szeroki podział wynagrodzeń. Poza tym, zastosowanie regresji
pozwala na kontrolę różnych zniekształceń, co nie jest możliwe przy innych metodach.
Wykorzystywane dane i zastosowana metodyka dają jednakże również podstawy do
krytyki. Model podstawowy równania Mincera pokazuje, że mierzy się wpływ wykształcenia
i doświadczenia zawodowego na wynagrodzenie. Zakłada to, że każdy rok nauki i kierunek
2
Stad właśnie bierze się we wzorze doświadczenie do kwadratu
114
Wojciech Jarecki
wykształcenia daje taką samą rentowność. Jest to wątpliwe założenie, gdyż np. oznaczałoby
to, że każdy rok nauki daje taki sam przyrost wiedzy. Inny problem to taki, że jest różny okres
nauki w szkołach średnich czy na studiach (4-6 lat), w zależności od uczelni czy kierunku
kształcenia. Poza tym, gdyby brało się pod uwagę długość okresu nauki a nie poziom
wykształcenia, to równorzędnie byłyby traktowane osoby mające wykształcenie średnie i
powtarzające kilka lat naukę, z osobami po studiach. Z tej przyczyny należy wprowadzić
modyfikację we wzorze, chociażby np. poprzez uwzględnienie poziomów kształcenia a nie
lat, co zrobili, opisani w kolejnym punkcie, Steiner i Lauer (Lauer, Steiner 2000-1).
Inny, istotny problem sprowadza się do wyboru obserwacji i pomiaru zmiennych. Po
pierwsze wykorzystywane dane są z reguły reprezentatywne jedynie dla całości
społeczeństwa i nie można przeprowadzić analizy na określonych grupach (np. wśród
pracujących na własny rachunek), przez co nie można określić np. grup o najwyższej i
najniższej rentowności. Po drugie, w badaniach uwzględnia się z reguły osoby zatrudnione,
więc nie analizuje się osób bezrobotnych. Ponieważ jednak w miarę wzrostu poziomu
wykształcenia obniża się ryzyko bycia bezrobotnym, współczynnik rentowności może być
niedoszacowany.
Wadą jest również to, że pomiar zmiennych dokonuje się w innym czasie niż okres
nauki, przez co dane są przybliżone.
Poza tym, w szacunkach są pomijane z reguły koszty kształcenia pośrednie i
bezpośrednie. Jedynie uwzględnione są koszty oportunistyczne (utracone wynagrodzenie na
skutek niepracowania w okresie kształcenia). Brak uwzględnienia ponoszonych całości
kosztów powoduje przeszacowanie indywidualnej rentowności, szczególnie w krajach o
wysokich kosztach indywidualnych ponoszonych na kształcenie (np. na studia w Polsce,
gdzie przeznacza się bardzo mało środków z budżetu). Oprócz tego, doświadczenie
zawodowe w rzeczywistości nie jest w pełni uwzględniane. Z reguły dla wskazania okresu
doświadczenia zawodowego odejmuje się wiek osoby badanej od wieku ukończenia okresu
nauki (np. dla studentów większości kierunków będą to 24 lata).
Wymienione problemy prowadzą do niedokładności i trudności w porównaniach
między poszczególnymi wynikami badań a tym samym między rentownościami.
Dla dokładniejszego określenia rentowności bardziej odpowiednia wydaje się
zmodyfikowana, przez Lauera i Steinera, metoda Mincera oraz dwie inne jakościowo
metody: wewnętrznej stopy zwrotu i short-cup).
Metoda Lauera - Steinera
Lauer i Steiner rozszerzyli w swoich badaniach metodę Mincera, gdzie zamiast czysto
ilościowego ujęcia kształcenia w postaci lat kształcenia, przyjęto, bez rozróżnienia kierunków
kształcenia, ujęcie jakościowe – zróżnicowano poziomy wykształcenia i wyróżniono
uniwersytety, wyższe szkoły zawodowe, szkoły średnie ogólne i zawodowe (por. Lauer, C.,
Steiner V., Returns to Education in West Germany – An Empirical Assessment, ZEW,
Discussion Paper No. 00-04, Mannheim 2000, s. 10). W ten sposób ominięto zarzut stawiany
metodzie Mincera o braku rozróżniania poziomów kształcenia. W metodzie Lauera i Steinera
skorzystano zatem ze wzoru (Lauer, C., Steiner V., 2000 (1), s.10):
Ln(wynagrodzenie)i = α0 + α1(gimnazjum)i + α2(szkoła zawodowa)i + α3(szkoła średnia)i +
α4(wyższa szkoła zawodowa)i + α5(uniwersytet)i + α6(doświadczenie zawodowe)i +
α7(doświadczenie zawodowe)i² + ui
W równaniu tym, przy wykorzystaniu metody zero-jedynkowej, zmiennymi
kształcenia są te, które mają wartość 1, jeśli dany poziom wykształcenia został osiągnięty i 0,
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
115
jeśli nie. Grupą, od której analizowane jest kształcenie, są osoby bez wykształcenia
zawodowego (lub co najwyżej z gimnazjum).
Badania Lauera i Steinera należą do najbardziej uznanych badań w Europie w zakresie
rentowności kształcenia indywidualnego. Przeprowadzili oni szacunki rentowności w
Niemczech (Lauer, Steiner 2000-1, Lauer, Steiner 2000-2) i porównali do rentowności w
innych krajach. Do obliczeń wykorzystali wyniki badań przeprowadzanych corocznie w
latach 1984-1997 w Niemczech Zachodnich przez instytut badań TNS Infratest
Sozialforschung w Monachium na próbie reprezentatywnej 6 tys gospodarstw domowych,
przy czym badano osoby zatrudnione, które miały 30-60 lat.
W ramach badań zbierano informacje, z miesiąca poprzedzającego badania, na temat
miesięcznych wynagrodzeń brutto za godzinę, posiadanego wykształcenia, tygodniowego
czasu pracy (z uwzględnieniem godzin pracy), i te czynniki przyjęto za najistotniejsze.
Wynagrodzenia, przeliczone na pełny etat, oszacowano przy pomocy deflatora indeksu cen
konsumpcyjnych. Nie badano osób zatrudnionych w wojsku i gospodarstw domowych,
których członkowie pochodzili z innego kraju.
Odnośnie do poziomu wykształcenia, w części badań wyodrębniono trzy poziomy:
niskie (bez wykształcenia lub nie wyższe niż gimnazjum), średnie (szkoła zawodowa
kończąca się lub nie maturą, szkoły niezawodowe) i wyższe (wyższe szkoły zawodowe i
uniwersytety).
Ponieważ w uzyskanych danych nie ma informacji o rzeczywistym okresie
kształcenia, a jedynie o ukończonym najwyższym poziomie wykształcenia, zostały przyjęte
standardowe okresy kształcenia dla danego poziomu wykształcenia. Doświadczenie
zawodowe natomiast potraktowano jako potencjalne zatrudnienie. Jest ono liczone jako: wiek
minus okres kształcenia minus okres przed rozpoczęciem nauki (6 lat). Przyjęto zatem, że
badane osoby są cały czas zatrudnione w okresie od skończenia nauki do wieku
emerytalnego. Wg Lauera i Steinera zastosowanie potencjalnego w miejsce rzeczywistego
doświadczenia zawodowego nie wpływa istotnie na zmienną stanu kapitału ludzkiego (Lauer,
Steiner 2000, s. 7-9).
Szacunki funkcji wynagrodzeń wyznaczono metodą najmniejszych kwadratów.
Przyjęto w badaniach, że zmienna objaśniana jest egzogeniczna, tzn. nie koreluje z
czynnikiem losowym i ma rozkład normalny3. Poprzez szacowanie funkcji produkcji dla
poszczególnych lat wzięto pod uwagę, że w kolejnych latach następuje zmiana rentowności.
Bazująca na modelu kapitału ludzkiego funkcja wynagrodzeń przyjęta przez Lauera i
Steinera wyjaśnia około 35-40% wariancji wynagrodzeń w próbie reprezentacyjnej mężczyzn
i ok. 30% w próbie kobiet.
Dla badanego okresu szacowany współczynnik zmienności kształcenia był w
przybliżeniu stały (lekki spadek). Dla kobiet wynosił ok. 0,10 a dla mężczyzn ok. 0,08.
Odpowiada to rentowności za kolejny rok nauki wynoszącej ok. 10 % dla kobiet i ok. 8 % dla
mężczyzn, przy uwzględnieniu wszystkich poziomów wykształcenia, przy czym ukończenie
studiów uniwersyteckich w latach 1984-1997 skutkowało dla kobiet wzrostem wynagrodzeń
ponad 9%. Mężczyźni, którzy skończyli uniwersytet mieli niższy przyrost wynagrodzeń niż
kobiety i wynosił on niecałe 8%.
Biorąc pod uwagę trwanie nauki i osiągnięcie określonego poziomu wykształcenia,
3
Metodę najmniejszych kwadratów można wykorzystywać tylko przy założeniu, że czynnik losowy nie jest
skorelowany ze zmiennymi, w badanym przypadku z wykształceniem i doświadczeniem zawodowym. To
założenie może być naruszone, gdyby brane były pod uwagę inne czynniki wpływające na wynagrodzenia. Dane
empiryczne pokazują, że na funkcję wynagrodzeń wpływają również np.: branża, wielkość przedsiębiorstwa,
region. (stałość współczynnika została w tychże badaniach przez Lauera i Steinera statystycznie przetestowana.
Hipoteza zerowa dla kobiet nie została odrzucona, dla mężczyzn pokazała słabą zależność współczynnika
spadającą w czasie).
116
Wojciech Jarecki
największą rentowność dało (dodatkowe) kształcenie w szkołach zawodowych (ok. 11% dla
mężczyzn i ok. 13% dla kobiet) a najniższą na uniwersytetach (Lauer, Steinem 2000, s. 13).
Test statystyczny pokazuje, że różnica dla kobiet i mężczyzn na poziomie istotności
1% jest istotna. Kształcenie można przy tym, wg autorów, uznać za opłacalne, gdy przekracza
ono 5% (pozbawiona ryzyka inwestycja w obligacje państwowe). Badania te pokazują
również, że w miarę wzrostu liczby lat kształcenia zdecydowanie szybszy wzrost rentowności
następuje u kobiet. Wynika to jednakże częściowo z tego, że nie uwzględnia się nieaktywnych
zawodowo i bezrobotnych, a większość z nich stanowią kobiety. Zatem, te które są aktywne,
zawyżają trochę rentowność.
Poza kosztami alternatywnymi nie uwzględniano innych rodzajów kosztów
kształcenia. Uwzględniono prywatne i społeczne efekty kształcenia, dlatego wykorzystano
wynagrodzenie brutto. Doprowadziło to do przeszacowania indywidualnej (prywatnej)
rentowności.
W badaniach pominięto prawdopodobieństwo bycia bezrobotnym.
Metodę Lauera i Steinera można uznać za efektywną, jeśli chodzi o możliwości
analizy dużej liczby danych, ale jest ona podatna na działania czynników endogenicznych.
Jednakże z uwagi na to, że w innych badaniach stosowanie alternatywnych równań,
zapobiegających efektowi endogeniczności nie dały istotnych odchyleń (zob.: Ammermueller,
Dohmen 2004, s. 30) od wyników opartych na równaniu wykorzystanym przez Lauera i
Steinera, można przyjąć, że jest ono właściwe do zastosowania.
Poza przedstawioną metodą Lauera i Steinera, w literaturze przedmiotu spotkać można
również inne wyniki badań, opierających się na równaniu Mincera.
Inne metody i wyniki badań w oparciu o metodę Mincera
Badania spotykane w literaturze przedmiotu obrazują różne podejścia do szacowania
rentowności w oparciu o metodę Mincera, a także różne możliwości zbierania danych
statystycznych.
Badania o najszerszym zakresie międzynarodowym przeprowadził Psacharopoulos i
Patrinos (Psacharopoulos, Patrinos 2002). W oparciu o zmodyfikowane równanie Mincera
wykazali, że rentowność inwestycji w kształcenie wyższe wynosi w Azji (bez krajów
należących do OECD 9,9% za rok nauki, w Europie i Afryce Północnej 7,1%, w Ameryce
Łacińskiej 12,0%, w krajach OECD 7,5%, w Afryce Południowej i regionie Sahary 11,7% i
średnio na świecie 9,7% (Psacharopoulos, Patrinos 2002, s.14).
Szerokie badania przeprowadzili również Lorenz i Wagner, którzy uzyskali dane na
bazie międzynarodowego programu badań porównawczych International Social Survey
Programme, skupiającego obecnie przedstawicieli z 34 krajów (Lorenz, Wagner 1993, s. 6072). Celem programu jest zrealizowanie raz w roku przez wszystkie kraje członkowskie
badania na określony temat, ściśle według tej samej metodologii i z zastosowaniem tego
samego narzędzia badań. Kwestionariusze ISSP są dołączane, jako dodatki do
ogólnokrajowych sondaży społecznych, realizowanych na reprezentatywnych próbach osób
dorosłych (liczebność zrealizowanej próby powinna przekroczyć tysiąc respondentów (zob.:
http://pgss.iss.uw.edu.pl/index.php?show=wprowadzenie/issp.html). W badaniach tych
korzysta się z równania Mincera, a dane zbierane są od osób w wieku produkcyjnym,
zatrudnionych na pełny etat i dotyczą wynagrodzeń brutto. Dla roku 1987 rentowność
wynosiła 5% (u Lauera i Steinera, przy analogicznej grupie osób 8,8%). Różnica w wynikach
tych dwóch badań wynikać może z tego, że Lauer i Steiner badali zatrudnionych w wieku 3060 lat a Lorenz i Wagner - 15-65 lat.
Z trochę innego źródła danych statystycznych skorzystał Bellmann, Reinberg i
Tessaring (Bellmann, Reinberg, Tessaring 1994). Również w oparciu o równanie Mincera,
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
117
zbierano dane z biur zatrudnienia. Dotyczyły one wynagrodzeń brutto, lat kształcenia, wieku,
ukończonego poziomu wykształcenia. Indywidualna rentowność wyniosła 5,9% w 1987, ale
dla zatrudnionych na pełny i niepełny etat oraz kobiet i mężczyzn razem.
Przedstawione wyniki badań pokazują, że w badaniach Lauera i Steinera rentowności
są trochę wyższe. Może to wynikać z wykluczenia z badań osób nie mających pochodzenia
niemieckiego, którzy mają średnio niższe wynagrodzenie za godzinę i uwzględnianie osób od
30 roku życia, czyli lepiej zarabiających.
Można zatem dostrzec, że pomimo wykorzystania do szacunków tego samego
równania, występują różnice w uzyskanej wielkości rentowności. Wynikają one m.in. z
wielkości próby badawczej, różnych metod uzyskania danych empirycznych, i co jest z tym
związane – badanie trochę różnych populacji.
Warto zwrócić uwagę również na inne badania, odnoszące się pośrednio do
szacowania rentowności kształcenia. Rumsberger i Thomas co prawda nie liczyli rentowności
inwestycji w kształcenie, ale przeprowadzili badania zależności między wyborem kierunku
studiów i uzyskiwanym wynagrodzeniem w Stanach Zjednoczonych, w oparciu o metodę
Mincera (Rumberger, Thomas 1993, s. 1-19). Równanie to rozbudowali poprzez
uwzględnienie, jako zmienne, pochodzenie i wykształcenia rodziców. Poza tym do
szacunków wykorzystali wynagrodzenie roczne. Nie uwzględnili natomiast różnego okresu
trwania studiów. Dane uzyskano z badań ankietowych przeprowadzonych wśród
absolwentów, którzy byli absolwentami nie dłużej niż 5 lat. Z badań wynika, że najwyższe
wynagrodzenie uzyskują osoby po kierunkach inżynieryjnych a następnie po medycznych.
Podobne badania, dotyczące m.in. wpływu wybranego kierunku na uzyskiwane
wynagrodzenia przeprowadzili w Wielkiej Brytanii Battu, Balfield i Sloane (Battu, Belfield,
Sloane 1999, s. 21-38). Wyniki badań pokazały, że najwyższe wynagrodzenia uzyskują
absolwenci medycyny a następnie kierunków ekonomicznych i matematyki. W badaniach
tych pomięto jednakże długość trwania studiów i koszty.
Przedstawione wyniki badań i zastosowana metodologia pokazują, że rząd wielkości
rentowności jest podobny, mimo stosowanych różnych metod zbierania danych i szacowania
rentowności, przy wykorzystaniu, jako bazowego, równania Mincera. Problemem, który nie
został w tych badaniach rozwiązany, jest brak uwzględniania pełnych kosztów kształcenia i w
zasadzie nierozróżnianie kierunków kształcenia. W pewnym stopniu problemy te mogą być
rozwiązane przez dwie metody szacowania rentowności, przedstawione w kolejnych
podpunktach.
Metoda wewnętrznej stopy zwrotu
Alternatywną metodą szacowania rentowności kształcenia, do metody regresji, jest
obliczanie kosztów i wyników kształcenia w każdym roku życia osób z określonej grupy.
Metoda „wewnętrznej stopy zwrotu” jest uznawana za metodę dokładną w szacowaniu
kosztów i efektów w kolejnych latach kształcenia. W metodzie tej rozróżnia się poziomy i
kierunki kształcenia. Umożliwia to dokładniejsze oszacowanie rentowności kształcenia i to
zarówno w ujęciu indywidualnym jak i społecznym. Wybór określonej grupy do badań,
pozwala też na dokładniejsze oszacowanie kosztów i wyników kształcenia, mając na uwadze
określoną ścieżkę kształcenia. Metoda ta umożliwia również zróżnicowanie badań w
zależności od poziomów kształcenia (a nie tylko lat). Dla szacowania rentowności tą metodą
wykorzystuje się następującą równość (Ammermueller, Dohmen 2004, s. 23-24):
T
bt-ct
∑
−−−−− =0
t=0 (1+rs)t
118
Wojciech Jarecki
gdzie, bt oznacza wszystkie wyniki a ct – wszystkie koszty kształcenia w roku t, jakie są
ponoszone do roku T; rs jest szacowaną rentownością w postaci wewnętrznej stopy
rentowności w odniesieniu do kosztów i wyników kształcenia. Rentowność uwzględnia
koszty i wyniki od rozpoczęcia nauki na określonym poziomie (t=0)
Metoda ta teoretycznie prowadzi do dokładnego obliczenia rentowności i może służyć
jako wzór dla innych metod, jednakże w rzeczywistości jest nie do zrealizowania ze względu
na brak możliwości uzyskania pełnych danych. Wynika to z niemożliwości posiadania danych
dotyczących kosztów i wyników kształcenia w sytuacji, gdy ktoś jeszcze nie rozpoczął nauki
(dane te będą dopiero w przyszłości). Kolejna trudność polega na braku możliwości
wyodrębnieniu tych efektów kształcenia, które są związane z samym tylko kształceniem.
Dlatego w tej metodzie uwzględnia się, jako wynik, nie tylko czynniki monetarne, jak w
metodzie Mincera (głównie wynagrodzenie), ale również czynniki niemonetarne. Jednakże,
głównie ze względu na brak możliwości zebrania pełnych danych do obliczeń, stosuje się
uproszczoną wersję tej metody – metodę „short-cut”.
Metoda short-cut i jej modyfikacje
Metoda ta również służy do szacowania rentowności kształcenia, ale jest uproszczoną
wersją w stosunku do metody wewnętrznej stopy zwrotu. Uproszczenie polega na tym, że w
miejscu wyników kształcenia w postaci wynagrodzenia, wprowadza się w niej zamiast
indywidualnych - średnie wynagrodzenie grupy (segmentu) osób mających takie samo
wykształcenie, po odjęciu średniego wynagrodzenia grupy osób mających o jeden niższy
poziom wykształcenia. Nie jest zatem potrzebne badanie wynagrodzenia indywidualnych
osób. Do szacunków wykorzystuje się przy tym równanie z metody wewnętrznej stopy
zwrotu.
Zatem dla oszacowanie rentowności kształcenia (ri), wykorzystuje się przeciętne
wynagrodzenie osób (eki), które skończyły określony poziom wykształcenia w porównaniu
do przeciętnego wynagrodzenia osób, które mają o jeden poziom niższe wykształcenie (ekj)
(zob. Kirchner, s. 178). Korzysta się więc z następującego wzoru:
ri=
eki-ekj
------------ekj
Koszty, obliczane do szacowania rentowności tą metodą, składają się z kosztów
oportunistycznych (utracone wynagrodzenie) i innych rodzajów kosztów, w zależności od
przyjętej metody obliczeń. Podobnie jak metoda wewnętrznej stopy zwrotu, również ta służyć
może do szacowania społecznej i indywidualnej rentowności i rentowności dla
poszczególnych poziomów wykształcenia (Ammermueller, Dohmen 2004, s. 24). Wadą
metody short-cut jest natomiast to, że wynagrodzenie jest przybliżone (uśrednione).
Jak wspomniano, metoda ta jest wykorzystywana w szczególności do szacowania
rentowności pojedynczych poziomów wykształcenia. Wiarygodność wyników jest jednakże
ściśle uzależniona od sposobu i rzetelności obliczania średnich wynagrodzeń. Jedną z
istotnych różnic między badaniami jest, uwzględnianie lub nie, ryzyka bezrobocia i
nieukończenia rozpoczętego poziomu nauki oraz branie do wyliczeń wynagrodzenia brutto
lub netto. Z reguły jednak w metodzie tej, dla szacowania rentowności indywidualnej,
wykorzystuje się do obliczeń wynagrodzenie netto (zob.: Ederer, Kopf, Schuler, Ziegele
2000, s. 8)4.
4
Warto dodać, że wymienienie autorzy, do swoich szacunków zaliczyli koszty w postaci wydatków
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
119
Zdarza się również, że w badaniach pomija się koszty bezpośrednie związane z nauką.
W efekcie wyniki badań różnią się między sobą.
Szerokie w swoim zakresie badania, przy zastosowaniu metody short-cut,
przeprowadził Kirchner (Kirchner 2007). Dotychczasowe badania miały tę wadę, że bazowały
na średnich wynagrodzeniach uzyskanych w określonym czasie ewentualnie w małym
odstępie czasu. Nie badano tą metodą dotychczas wynagrodzeń w dłuższym okresie czasu.
Dopiero badania Kirchnera, w oparciu o wpłaty składek rentowych (ubezpieczeniowych) w
okresie ok. 30 lat (1970 – 2003) pozwoliły obiektywniej oszacować wielkość wynagrodzeń w
życiu zawodowym poszczególnych osób5. Kirchner, w oparciu o wielkość tych składek
oszacował wysokość wynagrodzeń netto. Uzyskał następujące wyniki badań w kontekście
rentowności (Kirchner M. 2007, s. 180-184):
• Średnie wynagrodzenie mężczyzn, mających wykształcenie wyższe uniwersyteckie, w
stosunku do mężczyzn mających wykształcenie średnie (matura) jest wyższe o 18,8%.
Jednakże osoby, które skończyły szkoły wyższe zawodowe mają już o 23% wyższe
wynagrodzenie w stosunku do osób mających wykształcenie średnie zawodowe.
• Absolwenci wyższych szkół zawodowych mają o 4,2% wyższe wynagrodzenie niż
absolwenci uniwersytetów
• Rentowność ukończenia studiów wyższych przez mężczyzn, w stosunku do mężczyzn
kończących szkołę średnią zawodową (matura) wynosi ok. 9,1% a ogólną 6,2%, a dla
kobiet odpowiednio 11,8% i 8,9%.
Przy szacowaniu wynagrodzeń uwzględniono dyskonto, przy założeniu zerowego
ryzyka. Do dyskonta wykorzystano oprocentowanie obligacji czteroletnich. Żeby
zlikwidować przypadkowe odchylenie przyjęto dla lat 1970-2003 współczynnik
dyskontujący. Wyniósł on 6,19% (na bazie danych z Bundesbanku). Na tej podstawie
oszacowano wielkość wynagrodzenia mężczyzn w okresie pracy zawodowej w zależności od
poziomu wykształcenia (Kirchner 2007, s.181).
Zastosowana przez Kirchnera metodologia badań stwarza jednakże również pole do
krytyki, mianowicie badana jest rentowność kształcenia osób przechodzących właśnie na
emeryturę. Zatem nie dotyczy ona osób, które podejmują pracę i wniosków nie można
bezpośrednio przekładać na sytuację współczesnych osób, tym bardziej, że poziom
wykształcenia nie jest jedynym czynnikiem wpływającym na wysokość wynagrodzeń. Do
istotnych czynników należy bowiem np. wzrost gospodarczy w powiązaniu z sytuacją na
rynku pracy.
Minusem uzyskiwanych przez Kirchnera danych jest również to, że mogą nie
uwzględniać wszystkich dochodów, czy też, że pomijane są osoby bezrobotne, co akurat w
przypadku analizy rentowności inwestycji w kształcenie odgrywa istotna rolę.
Innym problemem w badaniach Kirchnera jest brak możliwości porównania
kierunków kształcenia, ze względu na rodzaj i miejsce uzyskiwanych danych statystycznych
dotyczących wynagrodzeń (w danych SUFVV nie ujmuje się kierunków kształcenia).
Interesujące badania indywidualnej rentowności przy wykorzystaniu metody short-cup
przeprowadzili również Ederer i Schueler (Ederer, Schuller 1999). Porównali oni
wynagrodzenia osób z wyższym wykształceniem z osobami mającymi maturę, ale bez
ukierunkowania zawodowego. W przeprowadzonych badaniach, poniesionym kosztom
przeciwstawiono określone efekty w postaci wynagrodzenia (metoda short-cut). Jako koszty
studiowania przyjęli oni utracone wynagrodzenie w okresie studiów. Odniesieniem było
wynagrodzenie netto osób po maturze. Skorzystano z danych urzędu statystycznego. Nie
uwzględniono innych kosztów, w tym bezpośrednio związanych ze studiowaniem. Uzyskane
bezpośrednich na kształcenie i ubezpieczenie (P. Ederer, C. Kopf, P. Schuler, F. Ziegele 2000, s. 9)
5
Wpłat do SUFVVL – polskiego odpowiednika ZUS
120
Wojciech Jarecki
szacunki rentowności są zbliżone do innych wyników (ok. 10% za rok studiów).
Z bazy danych, uzyskanych z badań ankietowych absolwentów szkół wyższych,
przeprowadzonych przez Hochschul-Informations-Systems (HIS) (HIS 2001) i publikacji
Instytutu Badań Rynku Pracy i Zawodów (IAB) w Bonn (Parmentier, Scheda, Schreyer
1998) uzyskano średnie wynagrodzenie absolwentów studiów wyższych w zależności od
kierunku studiów. Różnica między tymi wynagrodzeniami a wynagrodzeniami osób ze
średnim, niezawodowym wykształceniem stanowi indywidualny wynik monetarny.
Wysokość wynagrodzenia została skorygowana o prawdopodobieństwa bycia bezrobotnym i
nieukończenia studiów, co spowodowało negatywny wpływ na przeciętne wynagrodzenia.
Poprzez porównanie kosztów i wyników, z uwzględnieniem wynagrodzenia netto
uzyskiwanego przez absolwentów i netto wyrzeczonego na skutek podjęcia studiów
oszacowano indywidualną rentowność kształcenia. Rentowność wyniosła ok. 9%.
Problematyczne w tych badaniach jednak jest to, że w szacunkach uwzględniono
jedynie bezrobocie osób po studiach. Powinno się uwzględniać również bezrobocie osób po
maturze, byłyby wówczas niższe koszty oportunistyczne.
Z kolei Ederer, Kopf, Schuler i Ziegele (Ederer, Kopf, Schuler, Ziegele 2000)
przeprowadzili w 1997 r badania indywidualnej rentowności studiowania na różnych
kierunkach. Przedstawione rentowności dotyczą osób, które ukończyły określony kierunek
studiów w stosunku do osób po maturze, ale bez wykształcenia zawodowego. Największa
rentowność wyniosła kolejno: stomatologia 11,6%, prawo 9,1%, weterynaria 7,9%, budowa
maszyn i fizyka 7,6%, chemia 7,2, matematyka 6,8 i nauki ekonomiczne 6,3% a najmniejsze
(ujemne): germanistyka i anglistyka – 5,7%, teologia ewangelicka – 4,8, pedagogika – 0,9, i
biologia -0,7 (P. Ederer, C. Kopf, P. Schuler, F. Ziegele 2000, s. 6).
Badanie indywidualnej rentowności inwestycji w szkolnictwo wyższe
przeprowadzono również przez OECD (OECD 1998). Badania przeprowadzono przy pomocy
formularzy ankiet na próbie reprezentacyjnej. Dla szacunków wykorzystano jedynie koszty
oportunistyczne, nie wzięto pod uwagę kosztów bezpośrednich i innych. Rentowność w 1995
r wśród badanych, wysokorozwiniętych krajów, wynosiła od około 8% w Szwecji, prawie
10% we Włoszech, do 14% we Francji i ponad 16% w Kanadzie (OECD 1998 s.113).
Szacunki przeprowadzone w 1998 r dla 1999/2000 r pokazują, że wyniesie ona od 7% w
Niemczech, prawie 8% w Dani i we Włoszech do ponad 18% w Wielkiej Brytanii i Stanach
Zjednoczonych (OECD 1998, s.113). Z kolei badania przeprowadzone w 2002 r. przez OECD
(OECD 2002) pokazały, że indywidualna rentowność inwestycji w studia wyższe wynosi dla
lat 1999/2000 od prawie 8% dla Włoch i Japonii do prawie 15% dla USA i około 18% dla
Wielkiej Brytanii (OECD 2002, tabela V1). Dodać jednakże należy, że w badaniach tych
zaliczono do kosztów również m.in. ryzyko bezrobocia i bezpośrednie koszty studiowania w
postaci czesnego. Nie uwzględniono jednakże zasiłków rodzinnych i zasiłków dla
bezrobotnych i innych elementów kosztów i ich pomniejszeń.
Podsumowując stosowanie metody short-cut można stwierdzić, że jej wyniki dają
trochę lepszy obraz rentowności kształcenia niż metoda Mincera. Wynika to z określenia
poziomów kształcenia oraz kierunków kształcenia a także z uwzględniania kosztów
kształcenia. Problemem jednak jest dostępność danych, które uwzględniały by całość
monetarnych kosztów i efektów kształcenia.
Jako podsumowanie przedstawionych metod, ujęto w tabeli 1 podstawowe informacje
metodologiczne dotyczące metody Mincera i short-cup.
121
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
Tabela 1: Przegląd badań szacowania rentowności kształcenia6
Przeprowadzający
badania
Mincer (1974)
Psacharaopoulos
(1995, 2002)7
Lauer-Steiner
(2000)
Wykorzystana
metoda
Mincer
Mincer
Źródło danych
Rodzaj
Uwzględnione
wynagrodzenia rodzaje kosztów
brutto
-
Mincer
Próba
reprezentacyjna
6
tys
gosp.
domowych,
respondenci 3060 lat
Próba
reprezentacyjna,
minimum 1000
osób
Biura
zatrudnienia
Brutto
za
godzinę,
z
miesiąca
poprzedzającego
badania
-
Brutto, na pełny
etat, 15-64 lata
-
Brutto
-
Próba
reprezentacyjna
Próba
reprezentacyjna
Brutto
Oportunistyczne
Brutto
Oportunistyczne
czesne, ryzyko
bezrobocia
Ubezpieczenia
emerytalne
HochschulInformationsSystem
Urząd
statystyczny
HIS, IAB (zob.
legenda)
Netto
Lorenz, W., Wagner Mincer
J., Note A.
(1993)
Bellmann
L., Mincer
Reinberg
A.,
Tessaring M. (1994)
OECD 1998
Short-cut
OECD 2002
Short-cut
Kirchner M., 2007
Short-cut
P. Ederer, C. Kopf, Short-cut
P.
Schuler,
F.
Ziegele, 2000
Ederer, P., Schuller Short-cut
P. 1999
Parmentier
K., Short-cut
Scheda
H.J.,
Schreyer F., 2001
Brutto
Bezpośrednie,
ubezpieczenie
Netto
Oportunistyczne
Netto
Oportunistyczne
ryzyko
bezrobocia
i
nieukończenia
studiów
Legenda: HIS – (Hochschul-Informations-Systems) – system informacji o szkołach
wyższych, IAB - Instytutu Badań Rynku Pracy i Zawodów
Źródło: opracowanie własne
6
W tabeli można by umieścić dane dotyczące wielkości wskaźnika rentowności. Jednakże są one mało
porównywalne, szczególnie gdy nie zawierają komentarza dotyczącego metodologii, sytuacji gospodarczej
danego kraju itd. Poza tym, w niektórych badaniach, np. Psacharopoulosa, wyników jest bardzo dużo (np.:
kilkadziesiąt).
7
W pracy Psacharopoulosa i Patrinosa zostały zaprezentowane wielkości rentowności uzyskane w różnych
krajach. Z badań tych wynika, że najwyższa rentowność jest najczęściej (w zależności od kraju), albo po
uzyskaniu wykształcenia nie wyższego niż gimnazjum, albo po skończeniu studiów (Psacharopoulos, Patrinos
2002, s.18-28)
122
Wojciech Jarecki
Jak widać w tabeli 1, w metodzie Mincera i short - cut istnieją różne źródła
pozyskiwania danych statystycznych. Należą do nich badania ankietowe na próbie
reprezentatywnej oraz informacje pochodzące z instytucji dysponujących danymi
dotyczącymi wysokości wynagrodzeń (w różnym ich ujęciu – np.: w postaci składek na
ubezpieczenia czy podatku od wynagrodzeń).
Warto dodać, że dla innych zmiennych dotyczących kształcenia i jego efektów
(pozycja zawodowa rodziców, stan cywilny, zatrudnienie rodziców w okresie, gdy badany był
dzieckiem, liczba dzieci w gospodarstwie domowym, wielkość dochodów niezarobkowych w
gospodarstwie domowym, posiadane nieruchomości) występują co najwyżej małe odchylenia
rentowności kształcenia (Lauer i Steiner, 2000-2, s.16).
Krytyka koncepcji rentowności i problem endogeniczności
Dla dokładniejszego oszacowania rentowności kształcenia próbuje się ściśle określić
ponoszone koszty i uzyskane efekty kształcenia danej osoby. Dotyczy to m.in. również
przedstawionych metod szacowania rentowności kształcenia. Korzysta się wówczas z badań
na próbie reprezentatywnej, w której uzyskuje się dane odnośnie do wynagrodzenia,
wykształcenia, wieku i innych zmiennych danej grupy osób (zazwyczaj pracowników) i
szacuje się wpływ lat kształcenia (poziomu wykształcenia) na wysokość wynagrodzeń.
Jednakże problemem metodologicznym jest to, że nie można dokładnie określić, jaki jest
wpływ wykształcenia, a jaki innych czynników, na wynagrodzenia czy też na wydajność
pracy. Jest jednak bardzo prawdopodobne, że okres kształcenia wpływa na podejmowane
decyzje np. odnośnie do preferencji w zakresie inwestycji i konsumpcji, rozwoju
umiejętności, co z kolei może wpływać w przyszłości na wysokość wynagrodzeń.
Preferencje odnośnie do czasu przeznaczania na cele konsumpcyjne posiadanych
środków finansowych mogą różnić się w zależności od poszczególnych osób. Będą zatem
osoby chcące konsumować natychmiast, przez co mniej zainwestują w kształcenie (ma to
miejsce np. wówczas, gdy wzrastają wynagrodzenia osób o niższych kwalifikacjach), a z
drugiej strony takie, dla których bieżąca konsumpcja będzie mniej ważna niż przyszłe
korzyści i te być może będą inwestowały więcej w kształcenie (zob. np.: Card 1995, s. 23-48).
Na przykład, przy założeniu, że dzieci osób z wyższymi kwalifikacjami mają większe szanse
na posiadanie wyższych kwalifikacji w stosunku do rówieśników, a jednocześnie, podobnie
jak rodzice, mają niższe preferencje natychmiastowej konsumpcji, będą one dłużej kształciły
się i jednocześnie krócej pracowały zawodowo. Ten mechanizm pokazuje, że dwie zmienne
brane do szacunków rentowności kształcenia, a mianowicie: wynagrodzenie i okres
kształcenia (lub poziom wykształcenia) mogą być powiązane ze sobą poprzez inny czynnik
(np. wykształcenie rodziców). Tym samym obraz wpływu wykształcenia na wynagrodzenia
może być zniekształcony.
Problem warty poruszenia, a który dotyczy m.in. szacunków Lauera i Steinera, ale też
innych badań nad rentownością kształcenia, to kwestia endogeniczności kształcenia. Jak
wspomniano, przy szacowaniu rentowności kształcenia metodą najmniejszych kwadratów,
przyjęte założenie, że w funkcji wynagrodzeń zmienne kapitału ludzkiego i czynnik losowy są
nieskorelowane, może być błędne. Większa liczba czynników może jednak zniekształcić
szacunki (Griliches 1977, s.1-21; Card 1999). Zniekształcenie szacowanej rentowności może
nastąpić, na skutek niezaobserwowanych efektów indywidualnych, które są skorelowane z
wynagrodzeniem i zmiennymi kapitału ludzkiego (np. inteligencja, motywacja). Gdyby
szacowanie funkcji wynagrodzeń nie było sprawdzone, efekt dodatkowego roku kształcenia
nie byłby zależnością przyczynowo-skutkową lecz tylko korelacją. Odpowiada to
klasycznemu problemowi endogeniczności. Z przedstawionych zależności wynika, że decyzje
dotyczące kształcenia zależne są od oczekiwań odnośnie do rentowności. Dalszy problem
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
123
przy szacowaniu funkcji wynagrodzeń polega na tym, że obserwowane mogą być jedynie
wynagrodzenia osób zatrudnionych, co powoduje dodatkowe odchylenia w wielkości
szacowanej rentowności. Jest to klasyczny problem selekcji przy szacowaniu funkcji
wynagrodzeń, który ogólnie dotyczy obserwacji na nieprzypadkowej próbie losowej.
Istnieją dwie główne metody (sposoby), które pozwalają obejść przedstawiony wyżej
problem endogeniczności8 kształcenia i wysokości wynagrodzenia i pomóc dokładniej
oszacować wpływ wykształcenia na wysokość wynagrodzeń. Metoda pierwsza sprowadza się
do wyboru określonej próby do badań, natomiast druga polega na rozszerzeniu równania o
zmienne, które skorelowane są silnie z latami kształcenia, ale nie z wynagrodzeniem.
Obydwie metody, które mogą być zastosowane równocześnie, powinny pomóc w
dokładniejszym szacowaniu rentowności.
Odnośnie do pierwszego sposobu, do badań wybiera się osoby, które różnie długo się
kształciły, ale inne cechy mają takie same. Przykładem idealnym mogą być bliźniacy, którzy
z wysokim prawdopodobieństwem mają podobne umiejętności i preferencje. Jednakże
badania przeprowadzone przez D. Bonjoura, J. Haskala i D. Hawkesa na 428 jednojajowych
bliźniakach pokazują, że indywidualna rentowność ich kształcenia jest bardzo zbliżona do
szacunków na próbie reprezentacyjnej pracowników (Bonjour, Haskel, Hawkes 2000; zob.
też: Bonjour, Czerkas, Haskel, Hawkes, Spector 2002, szczególnie s. 7-8). Podobną zgodność
wyników na bliźniętach uzyskał Isacsson w Szwecji (Isacsson 1999, s. 471-489).
W innym przypadku, zamiast bliźniąt, jako próbę wybrano osoby, które mając niskie
wykształcenie (np. odpowiednik szkoły zawodowej), podnosili poziom wykształcenia jedynie
pod wpływem wymagań prawnych (wprowadzono przepis, że na danym stanowisku trzeba
posiadać określony poziom wykształcenia). Okazuje się, że czynnik egzogeniczny bardzo
słabo wpływa na wzrost wynagrodzeń, w stosunku do czynnika endogenicznego (Harmon
2000).
Inni badacze stosowali drugą metodę w celu dokładniejszego zbadania wskaźnika
rentowności – zwiększanie liczby zmiennych. Zmienne te dotyczą najczęściej posiadanych
umiejętności lub sytuacji rodzinnej i sprowadzają się do stosowania określonych testów lub
uwzględniania wykształcenia rodziców. Wskaźniki rentowności miały w przypadkach
stosowania dodatkowych zmiennych wyższą wartość, niż przy stosowaniu metody małych
kwadratów (zob. np.: Angrist, Krueger 1991, s. 979-1014; Butcher, Case 1994, s. 531-563).
Jednakże nowsze badania wskazują na istnienie niewielkich różnic w rentowności przy
stosowaniu poszczególnych metod (np.: Callan, Harmon 1999, s. 543-550; Dearden 1999, s.
551-568; Vieira 1999, s. 535-542).
Kwestią interesującą jest to, że wiele przedstawionych wyników badań, wskazuje
podobny rząd wielkości uzyskiwanych szacunków rentowności. Nie podejmowano natomiast
badań obejmujących jednocześnie główne grupy kosztów (alternatywne, bezpośrednie i ich
pomniejszenia) oraz wyniki indywidualne. Rzadko podejmowano w badaniach również
kwestię rozróżniania rentowności na poszczególnych kierunkach kształcenia, czy kwestię
uwarunkowań określonego poziomu rentowności, czy w końcu – uwzględniania ryzyka
bezrobocia osób na różnych poziomach wykształcenia.
Zatem, co warto podkreślić, przyczynami istotnymi, dla których lepiej stosować
metodę short-cup niż metodę Mincera, jest to, że:
1. Metoda Mincera nie daje możliwości określenia grup o najwyższej i najniższej
rentowności.
2. W badaniach uwzględnia się z reguły osoby zatrudnione, więc nie analizuje się osób
bezrobotnych, a jest to istotny czynnik, szczególnie w krajach o, przynajmniej okresowo,
wysokiej stopie bezrobocia, czyli np. w Polsce.
8
Problem ten został już poruszony w punkcie dotyczącym metody Lauera i Mincera
124
Wojciech Jarecki
3. W metodzie short-cup łatwiej zbadać uwarunkowania rentowności kształcenia.
Przedstawione trudności szacowania indywidualnej rentowności pokazują, że
uzyskane wyniki są przybliżone, niezależnie od metody. Dają one pewien obraz pokazujący
rząd wielkości rentowności. Skoro zatem badanie określonej grupy czy społeczności daje
pewne przybliżone wyniki, warto w oparciu o nie podjąć głębszą analizę uwarunkowań tych
wyników, szczególnie jeśli badana grupa będzie w miarę homogeniczna. Warto tu dodać, że
dla porównań międzynarodowych wskazane byłoby stosowanie metody Mincera, ze względu
na to, że w większości badanych krajów ją zastosowano. Dla szacowania rentowności osób z
określonym poziomem wykształcenia bardziej wskazana jest metoda „short-cup” ewentualnie
wewnętrznej stopy zwrotu.
BIBLIOGRAFIA:
1. Ammermueller A., Dohmen D., (2004), Individuelle und soziale Ertraege von
Bildungsinvestitionen, Studien zum deutschen Innovationssystem, nr 1/, FiBS, Koeln
2. J. Angrist, A. Krueger, (1991), Does Compulsory School Attendance Affect Schooling
and Earnings, Quarterly Journal of Economics, nr 106
3. Battu, H., Belfield C., Sloane P., (1999), Overeducation Among Graduates: A Cohort
View, Education Economics, nr 7
4. Becker G.S., (1964), Human Capital. A theoretical and Empirical Analysis, with Special
References to Education, National Bureau of Economic Research, New York
5. Bellmann, L., Reinberg A., Tessaring M., (1994), Bildungsexpansion,
Qualfikationsstruktur und Einkommensverteilung. Eine Analyse mit Daten des
Mikrozensus und der Beschäftigtenstatistik, w: R. Lüdeke (red.), Bildung,
Bildungsfinanzierung und Einkommensverteilung II, Schriften des Vereins für
Socialpolitik, N.F., Band 221/II/, Berlin
6. Bonjour D., Haskel J., Hawkes D., (2000), Estimating, Returns to Education Rusing a
New Sample of Twins, Mimeo, Queen Mary and Westfield College, London/Westfield
7. K. Butcher, A. Case, (1994), The Effect of Sibling Composition on Women’s Education
and Earnings, Quarterly Journal of Economics, nr 109
8. Card D., (1995), Earnings, Schooling, and Ability Revisited, w: Polacheck S. (red.),
Research in Labor Economics, nr 14/, JAI Press, Greenwich, Connecticut
9. Card D., (1999), The causal effect of education on earnings, w: Ashenfelder O., D. Card
(red.), Handboock of Labor Economics, Vol.3A, Amsterdam
10. T. Callan, C. Harmon, (1999), The Economic Return to Schooling in Ireland, Labour
Economics, nr 6
11. L. Dearden, (1999), The Effects of Families and Ability on Men’s Education and Earnings
in Britain, Labour Economics, nr 6
12. Ederer, Schuller P., (1999), Geschäftsbericht Deutschland AG, Schäffer Poeschel,
Stuttgart
13. P. Ederer, C. Kopf, P. Schuler, F. Ziegele, (2000), Umverteilung von unten nach oben
durch gebührenfreie Hochschulausbildung, Materialsammlung, Centrum fuer
Hochschulentwicklung, Guetersloh
14. Franz W., (1999), Arbeitsmarktoekonomik, Springer, Heidelberg
15. Griliches Z., (1977), Estimating tke Returns to Schooling: Some Econometric Problems,
Econometrica, Vol. 45
16. Harmon C., Oosterbeek H., (2000), The Returns to Education: A Review of Evidence,
Issues and Definicies in the Literature, CEE Working Paper nr 5, London
17. HIS (2001), Die wirtschaftliche und soziale Lage der Studierenden in der Bundesrepublik
Deutschland 2000, wyd. Bundesministerium für Bildung und Forschung, Bonn
Badanie indywidualnej rentowności kształcenia – aspekty metodologiczne
125
18. Isacsson G., (1999), Estimates of the Return to Schooling in Sweden From a Large sample
of Twins, Latour Economics, tom 6, nr 4
19. Jarecki W., (2006-1), Wykształcenie wyższe a wynagrodzenie. Analiza wg grup zawodów
i specjalności, Nauka i Szkolnictwo Wyższe, nr 1
20. Jarecki W., (2006-2), W kwestii szacowania efektywności kształcenia metodą T.W.
Schultza, w: M. Kunasz (red.), Problemy gospodarowania w dobie globalizacji, Print
Grup, Szczecin
21. Kirchner M., (2007), Geschenkter Wohlstand – Bildungsrenditen eines gebuehrenfreien
Hochschulstudium, Universitaet Potsdam, Potsdam
22. Lauer C., Steiner V., (2000), Returns to Education in West Germany – An Empirical
Assessment, ZEW, Discussion Paper No. 00-04, Mannheim
23. Lauer C, Steiner V., (2000-2), Private Ertraege von Bildungsinvestitionen in Deutschland,
Mannheim, ZEW, Discussion Paper No. 00-18, Mannheim
24. Lorenz, W., Wagner J., (1993), A Note on Returns to Human Capital in the Eighties:
Evidence from twelve Countries, Jahrbuch für Nationalökonomie und Statistik, Band
211/1-2,/
25. J. Mincer, 1974Schooling, experience and earnings, Columbia University Press, New
York/London,
26. J. Mincer, 1962, On-the-job Training: Costs, Returns and some Implications, Journal of
Political Economy, nr 5/, cz. 2,
27. OECD 1998, Human Capital Investment, An International Comparison, Paris
28. OECD 2002, Investment in Human Capital Through Post-Compulsory Education and
Traning: Selected Efficiency and Equity Aspects, Economics Department Working Paper
No. 333, OECD, Paris
29. K. Parmentier, H.J. Scheda, F. Schreyer, (1998), Studium und Arbeitsmarkt im
Ueberblick, Materiallen nr 1.7, IAB, Bonn
30. G. Psacharopoulos, (1981), Returns to Education: A Further International Update and
Implications, Journal of Human Recources, nr 4
31. Psacharopoulos G., (1995), The Profitability of Investment in Education, Uniw.
Oldenburg, Paper Reviews
32. Psacharopoulos, G., Patrinos H., (2002), Returns to Investment in Education: A Further
Update, World Bank Policy Research Working Paper 2881
33. Rumberger, R., Thomas S., (1993), The Economic Returns to College Major, Quality and
Performance: A Multilevel Analysis of Recent Graduates, Economics of Education
Review, nr 12
34. Schultz T.W., (1961), Investment in Human Capital, The American Economic Review, 51
(1)
35. T.W. Schultz, (1981), Investing in People, University California Press, Berkelay & Los
Angeles
36. J. Vieira, (1999), Returns to Education in Portugal, Labour Economics, nr 6