ROZDZIAŁ 11 BADANIE INDYWIDUALNEJ RENTOWNOŚCI KSZTAŁCENIA ASPEKTY METODOLOGICZNE

Transkrypt

1 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 wynagrodzenie 1. 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 ). 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 ). 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 ). 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 ; zob. też: Jarecki , s ). 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).

2 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 ). 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 doświadczenie 2. 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 , 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

3 114 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 ). 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 , 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,

4 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 , Lauer, Steiner ) i porównali do rentowności w innych krajach. Do obliczeń wykorzystali wyniki badań przeprowadzanych corocznie w latach 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 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 normalny 3. 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 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).

5 116 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 ). 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.: 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 lat a Lorenz i Wagner lat. Z trochę innego źródła danych statystycznych skorzystał Bellmann, Reinberg i Tessaring (Bellmann, Reinberg, Tessaring 1994). Również w oparciu o równanie Mincera,

6 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 ). 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 ): T bt-ct =0 t=0 (1+rs) t

7 118 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: eki-ekj ri= 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

8 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 ( ) pozwoliły obiektywniej oszacować wielkość wynagrodzeń w życiu zawodowym poszczególnych osób 5. Kirchner, w oparciu o wielkość tych składek oszacował wysokość wynagrodzeń netto. Uzyskał następujące wyniki badań w kontekście rentowności (Kirchner M. 2007, s ): 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 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

9 120 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.

10 Badanie indywidualnej rentowności kształcenia aspekty metodologiczne 121 Tabela 1: Przegląd badań szacowania rentowności kształcenia 6 Przeprowadzający badania Wykorzystana metoda Źródło danych Rodzaj wynagrodzenia Mincer (1974) Mincer brutto - Psacharaopoulos Mincer - (1995, 2002) 7 Lauer-Steiner (2000) Lorenz, W., Wagner J., Note A. (1993) Mincer Mincer osób Bellmann L., Mincer Biura Reinberg A., zatrudnienia Tessaring M. (1994) OECD 1998 Short-cut Próba reprezentacyjna OECD 2002 Short-cut Próba reprezentacyjna Próba reprezentacyjna 6 tys gosp. domowych, respondenci lat Próba reprezentacyjna, minimum 1000 Kirchner M., 2007 Short-cut Ubezpieczenia emerytalne P. Ederer, C. Kopf, Short-cut Hochschul- P. Schuler, F. Informations- Ziegele, 2000 System Ederer, P., Schuller Short-cut Urząd P Parmentier K., Scheda H.J., Schreyer F., 2001 Short-cut statystyczny HIS, IAB (zob. legenda) Brutto godzinę, miesiąca poprzedzającego badania za z Brutto, na pełny etat, lata Uwzględnione rodzaje kosztów Brutto - Brutto Brutto Netto Brutto Netto Netto - - Oportunistyczne Oportunistyczne czesne, ryzyko bezrobocia Bezpośrednie, ubezpieczenie Oportunistyczne 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)

11 122 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, , 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 ). 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

12 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 endogeniczności 8 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 ). 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 ; Butcher, Case 1994, s ). Jednakże nowsze badania wskazują na istnienie niewielkich różnic w rentowności przy stosowaniu poszczególnych metod (np.: Callan, Harmon 1999, s ; Dearden 1999, s ; Vieira 1999, s ). 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

13 124 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 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 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 L. Dearden, (1999), The Effects of Families and Ability on Men s Education and Earnings in Britain, Labour Economics, nr 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 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

14 Badanie indywidualnej rentowności kształcenia aspekty metodologiczne Isacsson G., (1999), Estimates of the Return to Schooling in Sweden From a Large sample of Twins, Latour Economics, tom 6, nr Jarecki W., (2006-1), Wykształcenie wyższe a wynagrodzenie. Analiza wg grup zawodów i specjalności, Nauka i Szkolnictwo Wyższe, nr 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 , Mannheim 23. Lauer C, Steiner V., (2000-2), Private Ertraege von Bildungsinvestitionen in Deutschland, Mannheim, ZEW, Discussion Paper No , 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 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 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 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