4. Prywatne nakłady ponoszone przez młodych Polaków na kształcenie na
4.5. Sytuacja materialna a tryb studiowania i wydatki edukacyjne
Wykorzystując informacje o subiektywnej ocenie sytuacji materialnej rodziny respondenta, gdy ten miał 17 lat można zadać pytanie o zależność między postrzeganą zamożnością rodziny studenta a trybem studiowania. Aby to uczynić wybrano próbę składającą się z 1 120 studentów w wieku 20-23 lat uczących się na I lub II stopniu studiów oraz 2 796 osób w tym samym przedziale wieku, które zadeklarowały brak podjęcia kiedykolwiek studiów wyższych. Łącznie otrzymano próbę 3 916 osób, wśród których znalazło się 966 osób mieszkających w wieku 17 lat w rodzinach, w których „pieniędzy starczało na wszystkie wydatki” (dalej: „bardzo dobra sytuacja materialna”), 2 226 osoby z rodzin, w których „na co dzień pieniędzy starczało, ale brakowało na większe wydatki” (dalej: „dobra sytuacja materialna”) oraz 513 osób z rodzin, w których „musiano odmawiać sobie wielu rzeczy” (dalej: „zła sytuacja materialna”).
Wśród osób deklarujących bardzo dobrą sytuację materialną prawie 26% studiowało na studiach „bezpłatnych”, a 60,6% nie podjęło nauki. Dla porównania, wśród osób z rodzin o złej sytuacji materialnej znalazło się tylko 9,6% studentów nie płacących czesnego i aż 85,2% osób nigdy nie uczących się na studiach wyższych. Zależność między sytuacją materialną a statusem edukacyjnym
141
jest tutaj wyraźna i może być potwierdzona statystycznie.62 Pozwala to stwierdzić, że osoby z rodzin gorzej materialnie sytuowanych rzadziej studiują.
Jeżeli ograniczymy naszą analizę wyłącznie do osób, które kontynuują naukę, to możemy stwierdzić brak statystycznej zależności pomiędzy zamożnością domów rodzinnych a trybem studiowania.63
Odsetki osób nie płacących czesnego w poszczególnych grupach wynoszą: 64,5% (w grupie osób deklarujących złą sytuację materialną), 66,9% (w grupie osób deklarujących dobrą sytuację materialną) oraz 65,6% (w grupie osób deklarujących bardzo dobrą sytuację materialną). Na podstawie tabeli częstości można podejrzewać, że osoby z najgorzej sytuowanych rodzin częściej podejmują naukę na studiach płatnych odbywających się w weekendy. Prawie co trzecia osoba (30,3%) pochodząca z takich rodzin studiuje właśnie w taki sposób, przy odpowiadających udziałach w pozostałych grupach wynoszących 24,5% (dobra sytuacja materialna) i 22,0% (bardzo dobra sytuacja materialna). Kwestia przyczyn względnie częstszego wyboru studiów weekendowych w stosunku do studiów płatnych odbywających się w trybie tygodniowym przez osoby z najgorzej sytuowanych rodzin pozostaje tematem otwartym do dyskusji. Może to być spowodowane zbyt wysokim kosztem studiów płatnych w trybie tygodniowym dla takich osób, które nie dostały się na studia bezpłatne (dzienne). Może to także wynikać z chęci łączenia pracy zawodowej z nauką, czemu studia weekendowe znacznie bardziej sprzyjają.
Tabela 4.12. Sytuacja materialna rodziny respondenta, kiedy miał 17 lat a tryb studiowania (osoby w wieku 20-23 lata)
Ocena sytuacji materialnej rodziny respondenta w wieku 17 lat zła dobra bardzo
dobra
Brak
danych N Studia bezpłatne (dzienne) 9,55% 17,52% 25,88% 25,12% 856 Studia płatne: zajęcia w tygodniu 0,78% 2,25% 4,87% 5,21% 125 Studia płatne: zajęcia w weekend 4,48% 6,42% 8,70% 7,58% 243 Nie studiuje 85,19% 73,81% 60,56% 62,09% 2 468
Razem 100,00% 100,00% 100,00% 100,00%
N 513 2 226 966 211 3 916 Źródło: Opracowanie własne, dane z badania terenowego CAPI 18-30.
Komentarz: ocena „zła” oznacza: „Pieniędzy nie starczało nawet na najpilniejsze potrzeby” lub „Musieliśmy odmawiać sobie wielu rzeczy, aby pieniędzy starczyło na życie”; ocena „dobra” oznacza: „Na co dzień pieniędzy starczało, ale nie stać nas było na większe wydatki”; ocena „bardzo dobra” oznacza: „Pieniędzy starczało na wszystkie wydatki, a część mogliśmy odłożyć” lub „Byliśmy zamożni, nie musieliśmy oszczędzać nawet na większe wydatki”.
Uczestniczenie w studiach nie wymagających płacenia czesnego pozwala zaoszczędzić około 20-25% kosztów nauki. W tej części raportu staramy się zrozumieć zależności pomiędzy cechami gospodarstwa domowego, w którym wychowywała się osoba, a prawdopodobieństwem podjęcia takich studiów. Dostępne dane pozwalają na zbadanie wpływu wykształcenia rodziców oraz sytuacji materialnej z okresu przed podjęciem studiów na dalszą ścieżkę edukacji. W identyfikacji znaczenia
62 Wartość statystyki Chi-kwadrat Pearsona wynosi 117,4.
142
tych czynników pomaga posiadania informacji zarówno o osobach studiujących, jak także o tych, które nigdy nie podjęły nauki w szkole wyższej. Informacje dotyczące tylko studentów mogą być niewystarczające, ponieważ etapem poprzedzającym decyzję o trybie studiowania tj. z ponoszeniem lub nieponoszeniem czesnego jest ta o aplikowaniu na studia.
Wnioskowanie o czynnikach sprzyjających podjęciu tzw. studiów bezpłatnych na podstawie próby studentów jest poprawne, jeżeli pominięte w analizie zmienne są niezależne od nieuwzględnionych istotnych zmiennych decydujących o studiowaniu (w ogóle). W przypadku istnienia zależności pomiędzy tymi (niobserwowalnymi) zmiennymi, czego należy oczekiwać, wnioskowanie powinno bazować również na informacji o osobach niepodejmujących studiów.
Model przyjęty w analizie zakłada, że decyzja o aplikowaniu na studia jest rezultatem racjonalnie przeprowadzonego przez osobę szacunku korzyści netto ze studiowania. Trzeba jednak pamiętać, że „ex-ante” decyzja taka podejmowana jest w warunkach niepełnej informacji, zgodnie z tym, co było przedstawione bardziej szczegółowo w rozdziale 2. Indywidualne zróżnicowanie osób uzewnętrzniające się m.in. różnym stopniem awersji do ryzyka i różnymi indywidualnymi współczynnikami dyskontowymi przyczyniają się do selekcji osób do grupy studentów. Na tym etapie wyborów istotnymi zmiennymi powinny być również cechy rodziców, np. wykształcenie oraz zamożność domu rodzinnego. Wykształcenie rodziców wydaje się być bezpośrednio skorelowane ze skłonnością osoby do podejmowania studiów, a zamożność powinna być skorelowana z jakością wykształcenia średniego, które – jak przypuszczamy – brane jest pod uwagę przy podejmowaniu decyzji o aplikowaniu na studia. Można też oczekiwać, że osoby z mniej zamożnych domów będą aplikowały tylko wtedy, kiedy będą dostrzegały dużą szansę na dostanie się na studia bezpłatne ze względu na ograniczenie finansowe uniemożliwiające opłacanie czesnego. W przypadku modelowania podziału na tryb studiowania kluczową informacją powinna być ta o wynikach osiągniętych w szkole średniej. Cechy rodziców, czy też ogólniej gospodarstwa rodzinnego, nie powinny odgrywać tutaj bezpośredniego znaczenia, ponieważ one nie są uwzględniane przy tworzeniu rankingu kandydatów ubiegających się o przyjęcie na studia. Z analitycznego punktu widzenia model ma postać równania probitowego dla prawdopodobieństwa znalezienia się na studiach bezpłatnych z probitowym równaniem selekcji do studiowania:
𝑇𝑖= 𝑋𝑖𝛽 + 𝑢𝑖 𝑆𝑖= 𝑍𝑖𝛾 + 𝜀𝑖, gdzie
𝑢𝑖~𝑁(0,1) 𝜀𝑖~𝑁(0,1) 𝜌 = 𝑐𝑜𝑟𝑟(𝑢𝑖, 𝜀𝑖).
Zmienna 𝑇𝑖 przyjmuje wartość 1 dla osoby nie płacącej czesnego, zaś 0 dla osoby ponoszącej taki koszt. Zmienne objaśniające w tym równaniu to: płeć (kategoria bazowa: mężczyźni); ocena sytuacji materialnej gospodarstwa domowego respondenta, gdy ten miał 17 lat (kategoria bazowa: zła); średnia ocen uzyskana na ostatnim świadectwie w szkole ponadgimnazjalnej (kategoria bazowa: do 3,50); klasa miejscowości zamieszkania respondenta (kategoria bazowa: wieś).
W równaniu selekcji, zmienna 𝑆𝑖 przyjmuje wartość 1 dla osoby studiującej, zaś 0 dla osoby, która nie zdecydowała się studiować. Zmiennymi objaśniającymi w równaniu selekcji są: płeć (kategoria bazowa: mężczyźni); ocena sytuacji materialnej gospodarstwa domowego respondenta, gdy ten miał 17 lat (kategoria bazowa: zła); średnia ocen uzyskana na ostatnim świadectwie w szkole ponadgimnazjalnej (kategoria bazowa: do 3,50); klasa miejscowości zamieszkania respondenta (kategoria bazowa: wieś); źródło dochodu gospodarstwa domowego (kategoria bazowa: indywidualne gospodarstwo rolne); poziom wykształcenia matki (kategoria bazowa: zasadnicze zawodowe
143
i poniżej), poziom wykształcenia ojca (kategoria bazowa: zasadnicze zawodowe i poniżej). Równanie selekcji zawiera trzy dodatkowe zmienne, względem równania pierwszego, co czyni model identyfikowalnym. Mamy świadomość, że ocena sytuacji materialnej gospodarstwa domowego jest subiektywna, jednak nie dysponujemy inną, alternatywną informacją, dzięki której moglibyśmy uzyskać miarę zamożności gospodarstwa w momencie, gdy respondent znajdował się w momencie nieodległym w czasie przed podjęciem decyzji o studiowaniu. Taką szansę dawałyby badania panelowe, jednak na chwilę obecną musimy posługiwać się danymi deklarowanymi.
Model szacowany jest na próbie 3 120 osób wieku 20-23 lata, z czego 1 028 to studenci, z których 708 osób uczy się na studiach bezpłatnych. Wyniki oszacowanych modeli (jednorównaniowego oraz z równaniem selekcji znajdują się w aneksie statystycznym w tabeli B4).
Na podstawie oszacowań równania selekcji (podejmowanie studiów) wnioskujemy o istnieniu pozytywnego związku między zamożnością a aplikowaniem na studia – wartości estymatorów dla poziomów zmiennej identyfikującej sytuację materialną w wieku 17 lat są statystycznie istotne. Dodatnie wartości oszacowań parametrów przy obu poziomach tej zmiennej względem kategorii bazowej wskazują na to, że osoby lepiej oceniające zamożność gospodarstwa domowego cechują się częstszą kontynuacją nauki na poziomie wyższym. Znaki oszacowań parametrów dla poziomów wykształcenia rodziców również potwierdzają początkową intuicję – wyższy poziom wykształcenia rodziców zwiększa szanse na studia dzieci, przy czym wyraźnie zarysowuje się dysproporcja pomiędzy dziećmi rodziców z wyższym wykształceniem a pozostałymi. W tabeli 4.13 przedstawiono zaś efekty krańcowe obliczone dla modelu probitowego z selekcją.
Tabela 4.13. Efekty krańcowe dla sytuacji materialnej gospodarstwa domowego respondenta w wieku 17 lat oraz dla średniej ocen z ostatniego świadectwa w szkole ponadgimnazjalnej
dy/dx SE p-value Ocena sytuacji materialnej – 17 lat (kategoria
bazowa: zła)
Dobra 0,053 0,057 0,355 Bardzo dobra 0,001 0,060 0,985 Średnia ocen (kategoria bazowa: do 3,50)
3,51 - 4,00 0,054 0,052 0,297 4,01 - 4,50 0,097 0,053 0,065 Powyżej 4,51 0,117 0,055 0,034
Źródło: Opracowanie własne.
Analizując oszacowane efekty krańcowe widzimy, że na poziomie istotności 10% nie możemy odrzucić hipotezy o braku znaczenia uzyskania średniej na poziomie „3,51-4,0” na szansę bezpłatnego studiowania. Statystycznie znaczące na poziomie 10% są różnice pomiędzy średnimi z przedziału „4,01-4,50” oraz „powyżej 4,51”. W pierwszym przypadku prawdopodobieństwo studiowania na studiach bezpłatnych wzrasta o 9,7 pp., a w drugim o 11,7 pp. w stosunku do kategorii bazowej, którą jest średnia ocen do 3,50.
Model wykorzystujący informacje tylko o studentach (jednorównaniowy, bez selekcji) sugeruje pozytywny wpływ sytuacji materialnej na szansę nauki na studiach bezpłatnych. Efekt ten zanika jednak po uwzględnieniu równania selekcji do grupy studentów. Istotny pozostaje natomiast wpływ wyników ze szkoły średniej – wyższa średnia sprzyja studiowaniu bez ponoszenia czesnego. Oszacowany model dwurównaniowy zgodny jest z początkową intuicją mówiącą, że dzieci pochodzące z rodzin o lepszej sytuacji materialnej mają większą szansę na naukę bez ponoszenia kosztów czesnego. Wyniki modelu dwurównaniowego sugerują jednak, że nie jest to bezpośrednio
144
wynikiem organizacji naboru na studia, a jest konsekwencją lepszych wyników uzyskanych na wcześniejszym etapie studiów przez osoby z zamożniejszych gospodarstw domowych. Osoby takie, poprzez fakt posiadania lepiej wykształconych rodziców i wychowywanie się w gospodarstwach domowych zapewniających dostęp do większych zasobów, radzą sobie lepiej na wcześniejszych etapach edukacji oraz częściej podejmują studia wyższe. Kontrolując efekt selekcji do próby studiujących można zauważyć, że zmienna określająca ocenę statusu materialnego gospodarstwa domowego przestaje być istotna w równaniu determinującym prawdopodobieństwo nie ponoszenia kosztów czesnego, a jest istotna w równaniu determinującym prawdopodobieństwo przynależności do populacji studiujących. Średnia ocen uzyskanych na ostatnim świadectwie w szkole ponadgimnazjalnej jest istotną determinantą prawdopodobieństwa nie ponoszenia kosztów czesnego zarówno w modelu jednorównaniowym (bez kontroli selekcji do próby studiujących), jak i w modelu dwurównaniowym.