De verandering van de leerplichtwet in Nederland

De verandering van de

leerplichtwet in

Nederland

Esmee Stoutenburg

Momenteel is er een leerplichtwet die iedereen onder de 18 jaar verplicht onderwijs te volgen. Wat gebeurt er als deze leerplichtige leeftijd verhoogd wordt naar 21 jaar? Deze vraag wordt in deze scriptie onderzocht aan de hand van eerder uitgevoerde studies betreft de leerplichtwet.

1 Inhoudsopgave

Hoofdstuk 1: Introductie ... 3

Hoofdstuk 2: De situatie in Nederland ... 4

Hoofdstuk 3: Literatuuronderzoek ... 5

Paragraaf 3.1: Het rendement van een verhoging van de leerplichtige leeftijd ... 5

Paragraaf 3.2: Invloed van de leerplichtwet op criminaliteit ... 9

Paragraaf 3.3: Resultaten voor Duitsland als gevolg van verandering leerplichtwet... 11

Paragraaf 3.4: Leerplichtwet verandering in Turkije ... 15

Hoofdstuk 4: Conclusie ... 19 Hoofdstuk 5: Discussie ... 20 Bijlages ... 24 Tabel 1 ... 24 Tabel 2 ... 25 Bibliografie ... 26

3

Hoofdstuk 1: Introductie

In Nederland verplicht de leerplichtwet scholieren onderwijs te volgen. In 1874 werd het kinderwetje van van Houten ingevoerd. Hierdoor werd het voor kinderen onder de twaalf jaar verboden om in een fabriek te werken (Sprangers, 2012). Sinds 1974 zijn scholieren verplicht om minimaal tot hun zestiende jaar onderwijs te volgen (Bron: Geschiedenis van onderwijs). Deze wet is ingevoerd omdat in 1874 de meerderheid van de arbeiders in de agrarische sector werkte. Ook kinderen hielpen met werk in en rondom het huis. Zo werd er geholpen in de landbouw, met eten bereiden of oppassen op broertjes en zusjes (Bron: Geschiedenis van onderwijs). Door deze situatie werd het niet nodig bevonden om na de leeftijd van twaalf jaar onderwijs te volgen. Het zou leiden tot een verlies van inkomen en hogere kosten voor de financiering van het onderwijs.

Tegenwoordig is dit een verouderde leerplichtwet, aangezien het merendeel van de arbeid buiten de agrarische sector plaatsvindt. Men beseft nu ook dat onderwijs zorgt voor vooruitgang (Sprangers, 2012). Educatie wordt als essentieel in de samenleving beschouwd. In de loop van de twintigste eeuw is de leerplichtwet een aantal keer veranderd (Sprangers, 2012). In 1974 werd er een leerplichtige leeftijd van zestien jaar ingevoerd. Tegenwoordig lopen leerlingen die op zestienjarige leeftijd stoppen met het volgen van onderwijs achterstand op. Bij deze personen is er een hogere kans dat ze werkloos worden of in de criminaliteit belanden. In 2007 is de leerplichtige leeftijd in Nederland verhoogd naar 18 jaar.

De leerplichtwet in Nederland bestaat uit een aantal eisen. Iedere Nederlander is verplicht tot zijn zestiende onderwijs te volgen. Is er na deze leeftijd nog geen mbo niveau 2 , havo- of vwo- diploma gehaald, dan is men verplicht om tot zijn achttiende jaar door te leren (Rijksoverheid van Nederland). Momenteel wordt er overlegd om deze wet aan te passen en de leerplichtige leeftijd te verhogen naar eenentwintig jaar voor scholieren zonder een MBO niveau 2, havo- of vwo- diploma (Bron: Nos, 2014). Daarbij wordt overlegd of er een eventuele uitzondering gemaakt moet worden voor mantelzorgers en mensen met een betaalde baan van 12 uur of meer per week (Bron: Nos, 2014). Een van de redenen voor het invoeren van deze wet is dat het verhogen van de leerplichtige leeftijd kan leiden tot een vermindering van de werkeloosheid en criminaliteit. Het werkeloosheidspercentage stond in oktober 2014 op 8% (Bron: Centraal Bureau voor Statistiek). Het verhogen van de leerplichtige leeftijd naar eenentwintig jaar kan leiden tot een betere kans op de arbeidsmarkt. Het werkeloosheidspercentage zal afnemen doordat het aantal scholieren dat kiest voor een vervolgopleiding toeneemt (Bron: Nos, 2014). Een afname van het werkeloosheidspercentage zal leiden tot een afname van de kosten voor de staat.

Er wordt in dit onderzoek bekeken of de verhoging van de leerplichtige leeftijd invloed heeft op de opbrengsten van scholieren. Dit wordt gedaan door verschillende studies samen te vatten, te vergelijken en te analyseren. Daarnaast zal in dit onderzoek de toe- of afname van vroegtijdige schoolverlaters in kaart worden gebracht, wordt inzicht verkregen in de kosten en opbrengsten voor de staat en wordt er gekeken naar het effect op criminaliteit zowel in de scholen als daarbuiten. Tevens wordt onderzocht of leerlingen daadwerkelijk langer naar school gaan.

De centrale vraag in dit onderzoek luidt: wat zal het effect zijn van de verhoging van de leerplichtige leeftijd van achttien jaar naar eenentwintig jaar in Nederland op voortijdige schoolverlaters met betrekking tot individuele opbrengsten, opbrengsten voor de staat en het effect op criminaliteit, onderzocht aan de hand van vergelijkend onderzoek uit andere landen?

Deze scriptie is relevant omdat de keuze voor een verhoging van de leerplichtige leeftijd in Nederland nog niet is gemaakt. In het literatuuronderzoek (hoofdstuk 3) wordt een beschrijving gegeven van eerdere onderzoeken en van begrippen. Allereerst wordt de leerplichtwet in Nederland besproken (hoofdstuk 2). Er wordt aangegeven wat het huidige leerplichtstelsel in Nederland inhoudt en wat de mogelijke nieuwe veranderingen zijn. Na deze algemene theorie wordt gekeken naar vier verschillende studies uit andere landen met betrekking tot verhoging van de leerplicht. Omdat dit studies over andere landen gaan, zullen eerst de onderwijssystemen worden toegelicht.

4 Er zal vervolgens inhoudelijk dieper worden ingegaan op deze eerdere studies. Per studie wordt een conclusie getrokken, gevolgd door een beschrijving van de raakvlakken met Nederland. Na het literatuurgedeelte, waarin de verschillende studies bekeken worden, volgt een adviserende conclusie (hoofdstuk 4). waarin wordt aangegeven of het verhogen van de leerplichtige leeftijd van achttien naar eenentwintig jaar economisch gezien een positieve of negatieve invloed zal hebben op vroegtijdige schoolverlaters en op de criminaliteit. De discussie (hoofdstuk 5) vergelijkt en analyseert de eerder samengevatte onderzoeken. De verschillende resultaten worden vergeleken met de Nederlandse situatie.

Hoofdstuk 2: De situatie in Nederland

Naar aanleiding van het kinderwetje van van Houten is in 1901 de eerste leerplichtwet in Nederland ingevoerd. Kinderen waren hierdoor verplicht om tot hun twaalfde jaar scholing te volgen. Het invoeren van de leerplichtwet kende drie redenen. Ten eerste was het om te voorkomen dat mensen vroegtijdig de arbeidsmarkt betraden (Cabus & de Witte, 2011, p. 1384). Ten tweede: doordat de maatschappij veranderde van een industriële- naar een kennissamenleving nam de vraag naar hoogopgeleide werknemers toe. Ten slotte werden investeringen in human capital beschouwd als drijfveer van welvaart en groei (Cabus & de Witte, 2011, p. 1384).

De laatste aanpassing in de leerplichtwet dateert van augustus 2007. Die bevatte de verhoging van de leerplicht van zeventien- naar achttienjaar (Cabus & de Witte, 2011, p. 1386). Aanvullend worden de scholieren verplicht een startkwalificatie te behalen. Een startkwalificatie houdt in dat een scholier een Mbo 2, Havo of Vwo diploma heeft. Zonder startkwalificatie mogen scholieren de middelbare school niet verlaten en blijven ze leerplichtig na het achttiende levensjaar (Cabus, Csillag, Groot, de Witte, & Maassen van den Brink, 2011, p. 3). De definitie van een vroegtijdig schoolverlater in Nederland is: iedereen onder de drieëntwintig zonder middelbaar schooldiploma.

De verhoging van de leerplichtwet in 2007 leidde ertoe dat het aantal vroegtijdige schoolverlaters afnam met 2,53 procent. Dit resultaat is gebaseerd op het onderzoek van Cabus, Csillag, Groot, de Witte en Maassen (2011) met een behandelgroep bestaande uit jongeren van zestien jaar en de controlegroep voor jongeren van zeventien jaar en ouder. Aanvullend onderzoek toont aan dat dit resultaat niet voortkomt uit een daling van de vroegtijdige schoolverlaters, maar uit een stijging van vroegtijdige schoolverlaters binnen de controlegroep die is vrijgesteld van de nieuwe wetgeving (Cabus, Csillag, Groot, de Witte, & Maassen van den Brink, 2011, p. 6). Dit zijn voornamelijk beroepsgerichte leerlingen die niet eerder zijn blijven zitten. Door een opleving in de arbeidsmarkt en vraag naar jonge werknemers in 2007, is er een groep die de middelbare school zonder startcertificaat heeft verlaten (Cabus, Csillag, Groot, de Witte, & Maassen van den Brink, 2011, p. 11). Ten opzichte van het cohort van 1989, voor de invoering van de nieuwe wetgeving en het cohort van 1990, na de invoering van de nieuwe wetgeving zie je een toename van zeventienjarige die het middelbaar onderwijs verlaten zonder startkwalificatie. Cabus e.a (2011, p. 8) gebruiken hiervoor de difference-in-differences methode. Het eerste verschil is gebaseerd op een vergelijking tussen de controle- en behandelgroep. Als tweede wordt er gekeken naar het verschil tussen vroegtijdige schoolverlaters in 2006 en 2007. Het aantal vroegtijdige schoolverlaters is in de behandelgroep gelijk gebleven. De verandering is dus niet toe te schrijven aan de verandering van de leerplichtwet.

Een van de redenen dat scholieren hun middelbaar schooldiploma op achttienjarige leeftijd niet behalen, is zittenblijven. In Nederland wordt een zittenblijver geacht het gehele schooljaar over te doen. De helft van de zittenblijvers in het schooljaar 2008-2009 zijn in het derde leerjaar afgestroomd naar een lager onderwijsniveau (Koppel, 2015).

De adolescentenfase duurt van zestien- tot eenentwintigjarige leeftijd. Op eenentwintigjarige leeftijd zijn de hersenen volledig volgroeid (Bron: Effectiviteit van onderwijs

5 interventies, 2007). In de adolescentenfase vinden verschillende cognitieve ontwikkelingen plaats. Rond het twintigste levensjaar zijn de hersengebieden die nodig zijn voor het maken van een goede doordachte keuze nog in ontwikkeling (Bron: Hersenen en Leren). Een jongvolwassene is na zijn achttiende dus nog niet uitgeleerd.

Hoofdstuk 3: Literatuuronderzoek

In dit literatuuronderzoek bespreek ik een aantal studies van verschillende auteurs. Deze artikelen worden ieder apart behandeld. Elk artikel bestaat uit vier delen. Het eerste deel geeft een beschrijving van het onderzoek, gevolgd door een uiteenzetting van de methode. Het derde deel behandelt de resultaten. Het wordt afgesloten met een conclusie en het trekken van een verband met de situatie in Nederland.

Paragraaf 3.1: Het rendement van een verhoging van de leerplichtige leeftijd

Als eerste wordt gekeken naar de studie van Oreopoulos, Do dropouts drop out too soon?

Wealth, health and hapiness from compulsory schooling. Deze studie bestudeert de reden dat

scholieren ervoor kiezen om het onderwijs zonder diploma te verlaten. De leerplichtwet wordt in deze studie als meetinstrument voor de effectiviteit van doorleren gebruikt. Dit is een goed instrument om het rendement van scholing te meten, aangezien een dergelijke wet verhindert dat scholieren vroegtijdig stoppen met het volgen van onderwijs. De studie van Oreopoulos (2007) onderzoekt de volgende landen: Engeland, Verenigde Staten en Canada. Hieronder volgt eerst een korte beschrijving van de leerplichtwet in deze landen. Vervolgens zal de methode die gebruikt is in de studie van Oreopoulos besproken worden. Daarop worden de bevindingen die voortkomen uit de studie behandeld. Het wordt afgesloten met een inhoudelijke conclusie waarin de overeenkomsten met Nederland worden aangestipt, en de eventuele tekortkomingen van het onderzoek.

Hieronder wordt eerst de huidige leerplichtwet in Engeland besproken. In Engeland geldt een algemene leerplichtwet waarbij iedereen verplicht is elf jaar lang scholing te volgen. In tegenstelling tot het Nederlandse onderwijssysteem, waarbij scholieren leerplichtig zijn tot en met achttienjarige leeftijd, volgen Engelse scholieren onderwijs tot hun zestiende levensjaar (McIntosh, 2010, p. 71). Na het afronden van deze elf jaar durende scholing wordt het ‘general certificates of

educational schooling’ behaald. Het diploma geeft toegang tot een vervolgopleiding van twee jaar.

Het vervolgdiploma is vergelijkbaar met een Havo of Vwo diploma in Nederland. Vervolgens kan men de arbeidsmarkt betreden of ervoor kiezen om door te studeren (McIntosh, 2010, pp. 72-73).

In de VS wordt het onderwijs per staat geregeld (Wetenswaardigheden Amerika). In de meeste staten is er basisonderwijs en middelbaar onderwijs, net als in het Nederlandse onderwijssysteem. Het middelbaaronderwijs duurt, zoals dat ook in Nederland het geval is, zes jaar. In tegenstelling tot in Nederland is het middelbaar onderwijs in de Verenigde Staten vooral praktijkgericht. Daarnaast maakt Nederland onderscheidt in verschillende onderwijsniveaus (Bron: Rijksoverheid van Nederland). In de meeste Amerikaanse staten geldt een leerplichtige leeftijd tot zeventien jaar. Dit kan per staat verschillen met één jaar. Voor een volledig overzicht van de leerplichtige leeftijd per staat wordt verwezen naar de bijlage tabel 1 (Pearson Education, 2004).

In Canada geldt een leerplichtige leeftijd tot en met zestien jaar (Bron: Onderwijs in Canada). Het onderwijssysteem van Canada is beïnvloed door die van Groot-Brittannië en de Verenigde Staten. Net als in de Verenigde Staten is iedere provincie verantwoordelijk voor het onderwijs en zijn buitenschoolse activiteiten gebruikelijk op de scholen in Canada (Bron: High school in Canada). Ook de keuze voor een vakkenpakket is beïnvloed door het systeem in de Verenigde Staten (Bron: Onderwijs in Canada). Iedere scholier kiest vier vakken per semester. Er wordt geen gebruikgemaakt van toelatingstoetsen bij inschrijving voor een vervolgopleiding (EP nuffic, 2015).

6 De overeenkomsten en verschillen tussen de onderwijssystemen in Engeland, de Verenigde Staten en Canada worden verder besproken aan de hand van de studie van Oreopoulos.

Oreopoulos (2007) verzameld data per land (cross-country) om de gegevens te vergelijken. Er worden drie variabelen gebruikt: geboortejaar, schoolregio en het jaar waarin de enquête is afgenomen. In ieder land verschilt de wetgeving per regio. Door verschillen in de wetgeving per regio ontstaat heterogeniteit in het onderzoek en kunnen de gegevens niet direct vergeleken worden. Oreopoulos corrigeert dit door samengevoegde gemiddelde te ontwikkelen en de heterogeniteit te verwijderen. Hierin worden de gegevens per regio samengebracht. Het samengevoegde gemiddelde per regio wordt door Oreopoulos gebruikt als dataset. Dit is nodig omdat er geen conclusies getrokken kunnen worden als de verschillende effecten per regio de resultaten beïnvloeden. Deze effecten kunnen bestaan uit verschillende wetgevingen, een andere omgeving of een andere cultuur. Door de verschillen tussen landen zullen er ook andere resultaten ontstaan. Daarnaast maakt Oreopoulos (2007, p. 2215) onderscheidt tussen ras en geslacht. Er zijn extra variabelen voor ras en geslacht toegevoegd om eventuele veranderingen in de uitkomst te corrigeren (Oreopoulus, 2007, p. 2217). Het onderzoek van Oreopoulos (2007, p. 2218) onderscheidt twee groepen. Eén groep bestaat uit scholieren die minder dan twaalf jaar scholing gevolgd hebben. De tweede is een groep scholieren met meer dan twaalf jaar scholing. De leeftijdsverhoging heeft geen invloed op de tweede groep omdat deze groep ongeacht de leerplichtwet ervoor kiest om door te gaan met studeren. Uit de data blijkt geen significant verschil te zijn voor de groep die ervoor kiest om meer dan twaalf jaar onderwijs te volgen (Oreopoulus, 2007, p. 2220). Bij het bepalen van deze twee groepen koppelt Oreopoulos (2007, p. 2218) alle individuen aan de minimale leerplichtige leeftijd per staat en aan het geboortejaar van de scholier. Alle scholieren die ten tijde van de leerplichtwetverandering veertien jaar zijn, worden beïnvloed door de nieuwe wet (Oreopoulus, 2007, p. 2218). De veranderingen in welvaart worden gemeten door het jaarlijkse inkomensprofiel van ieder individu te bekijken. Er wordt onderscheid gemaakt tussen de individuen die op vijftienjarige leeftijd gestopt zijn en de individuen die verplicht langer onderwijs moeten volgen door invoering van de nieuwe leerplichtwet (Oreopoulus, 2007, p. 2218). Oreopoulos (2007, p. 2215) noemt mogelijke kortzichtigheid bij scholieren, waarbij toekomstige opbrengsten genegeerd worden. Invoering van een leerplichtwet zorgt ervoor dat de welvaart gedurende het leven verhoogd wordt. De scholieren hoeven zelf geen keuze te maken met betrekking tot het volgen van onderwijs. De methode die Oreopoulos gebruikt om het effect op welvaart te bepalen is een vergelijking tussen de kosten en de opbrengsten (kosten-baten analyse) voor een jaar extra scholing. Hierbij wordt rekening gehouden met de discountfactor. Oreopoulos toont aan dat als de discountfactor omhoog gaat de huidige waarde van de individuele opbrengsten als gevolg van een extra jaar scholing afnemen (Oreopoulus, 2007, p. 2224). Dit houdt in dat een scholier met een hoge discountfactor meer waarde hecht aan de huidige verdiensten dan aan de toekomstige verdiensten. Onder de kosten van scholing valt het alternatieve inkomen dat behaald zou kunnen worden met werk uit een volledige werkweek. De opbrengst van scholing is het toekomstige salaris bij een volledige werkweek (Oreopoulus, 2007, p. 2216).

Volgens Oreopoulos (2007, p. 2216) maakt ieder individu de afweging om onderwijs te blijven volgen door de kosten en de opbrengsten af te wegen in een persoonlijke kosten-baten analyse. De scholier voegt psychologische kosten toe aan zijn kosten-baten analyse. Dit zijn de psychologische effecten van het volgen van onderwijs. Zo kost het volgen van onderwijs veel tijd, stress en emotionele druk. Voor scholieren zijn de psychologische kosten een extra kostenpost, met als gevolg dat een scholier ondanks hoge financiële opbrengsten er alsnog voor kiest om te stoppen met het volgen van onderwijs.

Oreopoulos (2007, p. 2217) noemt onzekerheid als een kostenpost, minder economische onzekerheid maakt scholing aantrekkelijker. Momenteel is er in Nederland een financiële crisis gaande waardoor er voor scholieren meer onzekerheid is met betrekking tot het krijgen van een

7 baan. Volgens Oreopoulos (Oreopoulus, 2007, p. 2217) leidt dit ertoe dat scholieren eerder stoppen met het volgen van onderwijs. De gegevens voor Nederland betreffende vroegtijdige schoolverlaters (zie tabel 2) ondersteunen de aanname van Oreopoulos niet. Volgens data van het CBS heeft de economische crisis het percentage schoolverlaters niet verhoogd (Centraal Bureau voor Statistiek, 2015). Jaarlijks neemt het aantal vroegtijdige schoolverlaters af. Dit was ook het geval tijdens de crisis.

De data die Oreopoulos (2007, p. 2218) in zijn studie gebruikt betreft die van alle mannen en vrouwen tussen de 25 en de 64 jaar die de leeftijd van veertien jaar bereikten in de periode dat er veranderingen plaatsvonden met betrekking tot de leerplichtige leeftijd. Voor Engeland wordt de periode tussen 1935 en 1965 gebruikt, voor de VS de periode van 1915 tot 1970 en voor Canada de periode 1925 tot 1970. Hieruit blijkt dat scholieren in de Verenigde Staten met een extra jaar scholing 10 tot 14 procent meer verdienen dan scholieren die geen gebruik hebben gemaakt van een extra jaar scholing (Oreopoulus, 2007, p. 2220).

Aansluitend op dit onderzoek stellen Acumoglu en Angrist (2001, p. 10) dat de toename van een extra jaar scholing in de Verenigde Staten leidt tot een toename van het inkomen met 6 tot 10 procent. Oreopoulos corrigeert voor het feit dat intelligentere mensen meer behoefte hebben aan scholing door middel van de discountfactor. Hoogopgeleiden hebben een lage discountfactor waardoor ze eerder doorgaan met het volgen van onderwijs (Oreopoulus, 2007, p. 2216). Deze lagere discountfactor ontstaat doordat intelligentere mensen zich bewust zijn van de individuele opbrengsten als gevolg van onderwijs. Oreopoulos (Oreopoulus, 2007) beschrijft dit als psychologische kosten, die hoger worden naarmate een scholier toekomstige opbrengsten negeert of bagatelliseert.

Als gevolg van het verhogen van de leerplichtige leeftijd in de Verenigde Staten nam het aantal jaar afgemaakte scholing ook toe (Oreopoulus, 2007, p. 2215). Bij een verplichte leeftijd tot veertien jaar stijgt de afgemaakte scholing met 0,24 jaar. Door een verhoging van de leerplichtige leeftijd van veertien naar vijftien jaar stijgt het aantal jaar afgemaakte scholing met 0,02 voor de volledige steekproef. Stijgt de leerplichtige leeftijd van vijftien naar zestien jaar, dan neemt de afgemaakte scholing toe met 0,2 jaar. De scholieren gaan dus door de leerplichtwetverandering 0,2 jaar later van school af (Oreopoulus, 2007, p. 2219).

De leerplichtwet heeft voornamelijk invloed op scholieren die de middelbare school zo snel mogelijk willen verlaten. Individuen die doorgaan met studeren, onafhankelijk van de leerplichtwet, vallen buiten deze categorie. Deze groep krijgt meer dan twaalf jaar scholing, waardoor de effecten van de verandering als gevolg van de leerplichtwet nihil zijn. Als er wel veranderingen in de data zouden zijn, zou dit het gevolg zijn geweest van politieke of economische factoren. Andere factoren kunnen uitgesloten worden. De resultaten van het onderzoek komen voort uit de verandering van de leerplichtwet (Oreopoulus, 2007, p. 2220).

Ten slotte beweert Oreopoulos dat de leerplichtwet ervoor zorgt dat het voor de respondenten van het onderzoek minder waarschijnlijk is dat zij zich binnen de beroepsbevolking bevinden en werkzoekend zijn. Uit de data van Oreopoulos (2007, p. 2222) blijkt ook dat leerplicht de kans op armoede minder waarschijnlijk maakt. Een extra jaar scholing in Engeland verlaagt de kans met 6 procent om onder de armoedegrens te raken. Dit is gemeten aan de hand van een IV schatter. Deze schatter komt voort uit een IV regressie. Het instrument dat Oreopoulos gebruikt bestaat uit een aantal controle variabelen: geboortejaar, schoolregio en het jaar waarin de enquête is afgenomen. Oreopoulos specificeert deze variabelen niet (Oreopoulus, 2007, p. 2218). Wel wordt de aanname gedaan dat als de samenstelling van de groep hetzelfde is qua leeftijd, geboortejaar en enquête jaar de uitkomsten die voortkomen uit de regressie ook gelijk moeten zijn. De nauwkeurigheid wordt bepaald door de correlatie tussen het instrument en de afhankelijke variabelen. Bij een sterke correlatie is het een nauwkeurige schatter. Bij perfecte correlatie is de IV schatter gelijk aan de OLS schatter (Stock & Watson, 2011). Voor scholieren die school vroegtijdig zouden verlaten op de leeftijd van vijftien jaar betekent een extra jaar scholing een toename van de

8 koopkracht met 16 à 17 procent (Oreopoulus, 2007, p. 2224). Een voordeel van de verhoging van de leerplicht voor de staat is ook dat mensen aangeven zich minder vaak ziek te voelen als ze een extra jaar scholing gehad hebben (Oreopoulus, 2007, p. 2221).

Nederland heeft als verzorgingsstaat hoge zorgkosten als gevolg van ziekte. Eén op de drie Nederlanders geeft aan zich tevreden en gezond te voelen (Centraal Bureau voor Statistiek, 2015). In 2005 waren de uitgaven van de staat aan zorgkosten 68,5 miljard (Poos, Smit, Groen, Kommer, & Slobbe, 2008). Een hogere startkwalificatie leidt tot lagere zorgkosten volgens onderzoek van Kuijer (Bron: Het voorspellen van voortijdig schoolverlaters)

Ondanks het feit dat scholieren er financieel op vooruitgaan door een extra jaar scholing, blijkt dit niet genoeg te zijn voor de vroegtijdige schoolverlaters om onderwijs te blijven volgen. Een aantal redenen die Oreopoulos (2007, p. 2225) hiervoor noemt zijn: stress, weinig motivatie en verveling. Een andere reden volgt uit de kosten-baten analyse die gebruikt wordt om opbrengsten en kosten van scholing tegen elkaar af te wegen. De scholier hecht meer waarde aan de tegenwoordige uitbetalingen (heeft een hoge discountfactor). De opbrengsten met betrekking tot het volgen van onderwijs worden lager. De scholier zal ervoor kiezen om eerder te stoppen met het volgen van onderwijs. Leerplicht zorgt ervoor dat de keuze van een scholier om onderwijs te blijven volgen wegvalt, aangezien hij hiertoe verplicht wordt. Dit zal volgens de bevindingen leiden tot een stijging van de welvaart (Oreopoulus, 2007, p. 2217). Oreopoulos vindt geen significant verband tussen de verhoging van de leerplichtige leeftijd boven de achttien jaar en de economische effecten in Engeland. Bovendien stelt Oreopoulos (Oreopoulus, 2007, p. 2218) dat een andere leeftijdsverandering dan die naar zestien jaar geen invloed heeft op de discountfactor. De

discountfactor blijft gelijk ongeacht de leeftijd. Een leeftijdsverandering in Nederland naar

eenentwintig jaar zal dus waarschijnlijk zonder effect blijven, omdat de discountfactor voor een achttienjarige gelijk is aan die voor een eenentwintigjarig. Een scholier die op achttienjarige leeftijd stopt met het volgen van onderwijs doet dit door de leerplichtverhoging op eenentwintigjarige leeftijd volgens onderzoek van Oreopoulos (2007).

De grootste verschillen tussen Nederland en de Verenigde Staten zijn dat er daar één schoolniveau is en dat er geen centraal eindexamen is. Daarnaast zorgen buitenschoolse activiteiten ervoor dat de leerlingen veel meer tijd op school doorbrengen en tevens aan het ‘netwerken’ zijn. De stijgingen van de welvaart en koopkracht in de Verenigde Staten zullen daardoor hoger zijn (Bron: Onderwijssysteem in de Verenigde Staten). Daarnaast zorgen de verschillen tussen middelbare scholen ervoor dat niet ieder schooldiploma dezelfde waarde heeft.

In het onderwijssysteem van Engeland werken alle leerlingen op hetzelfde niveau. Het onderwijssysteem maakt gebruik van toelatingstoetsen voor het vervolgonderwijs. Het schoolsysteem van Engeland sluit het dichtst aan bij dat van Nederland. Hierdoor kunnen de gevonden resultaten gebruikt worden om veranderingen in Nederland te voorspellen. Eén van de conclusies is dat het verhogen van de leerplichtige leeftijd boven de achttien jaar geen significant effect heeft in Engeland. Dit kan inhouden dat het verhogen van de leerplichtige leeftijd in Nederland naar eenentwintig jaar waarschijnlijk niet het gewenste positieve economische effect zou hebben.

Het onderwijssysteem van Canada bestaat net als dat van Nederland uit drie niveaus. Daarentegen kent het systeem in Canada geen eindexamen. Leerlingen krijgen punten voor het behalen van vakken. Het aantal behaalde punten bepaalt welk vervolgonderwijs er wordt gevolgd. Het onderwijssysteem van Canada heeft meer overeenkomsten met het onderwijssysteem in de Verenigde Staten dan met dat van Nederland.

Er heerst in Nederland economische onzekerheid door de financiële crisis. Volgens de kosten-baten analyse van Oreopoulos leidt economische onzekerheid ertoe dat scholieren eerder stoppen met het volgen van onderwijs. Een verhoging van de leerplichtige leeftijd zorgt ervoor dat de kosten-baten analyse niet meer relevant is, omdat de keuze van een scholier wordt weggenomen. Hierdoor zal de onzekerheid ten aanzien van de economie als kostenpost geen rol meer spelen. Ten

9 slotte zorgt een extra jaar scholing ervoor dat mensen zich minder snel ziek voelen. Voor de Nederlandse staat kan dit leiden tot economisch voordeel door een besparing op de zorgkosten. Ook uit het onderzoek van Kuijer blijkt dat een hoger diploma tot lagere zorgkosten leidt.

Paragraaf 3.2: Invloed van de leerplichtwet op criminaliteit

Anderson, Hansen en Walker (2013) richten zich met hun onderzoek op criminaliteit. In hun onderzoek bestuderen ze een verhoging van de leerplichtige leeftijd in de Verenigde Staten en de invloed daarvan op criminaliteit. De verhoging van de leerplichtige leeftijd naar achttien jaar heeft geleid tot een verbetering van het economisch resultaat voor zowel het individu als de staat. Op het onderzoek van Anderson, Hansen en Walker zal verderop in deze paragraaf worden ingegaan.

In Nederland is per jaar één op de zes mensen slachtoffer van crimineel gedrag (Groot & Van den Brink, 2010, p. 288). Crimineel gedrag is onder te verdelen in verschillende categorieën: winkeldiefstal, geweldpleging, vandalisme, belastingfraude en andere vormen van diefstal. Criminaliteit vormt een hoge kostenpost voor de Nederlandse staat. De totale kosten exclusief de maatschappelijke kosten bedragen 4,3 miljard euro per jaar. Dit is 590 euro per inwoner per jaar. Volgens het onderzoek van Groot en Van de Brink (2010, p. 288) bedragen de maatschappelijke kosten 5 miljard euro. De totale kosten van criminaliteit zijn dus 9,3 miljard euro (Groot & Van den Brink, 2010, p. 288). De kosten van belastingfraude worden apart berekend. Deze liggen op 247 miljoen euro. Groot en Van den Brink stellen dat de totale kosten van criminaliteit 2,5 procent van het bruto binnenlands product per jaar bedragen.

Criminaliteit vormt zoals gezegd dus hoge kostenpost voor de staat. Door invoering van de leerplichtwet kunnen deze kosten afnemen. Anderson e.a. (2013, p. 66) stellen dat een verhoging van de leerplichtleeftijd kan leiden tot een verhoging van criminaliteit binnen scholen in de Verenigde staten. Criminaliteit kan zich verplaatsen van de straat naar school in de vorm van geweldplegingen. In deze studie wordt criminaliteit benaderd vanuit het perspectief van mogelijke slachtoffers (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, p. 67). Volgens onderzoek van Gilpin en Pennig (2012, p. 3) wordt 41,3 procent van de criminaliteit op scholen niet gerapporteerd.

Doordat er in de studie van Anderson, Hansen en Walker ook wordt gekeken naar niet-geregistreerde criminaliteit vervalt de mogelijke meetfout. Deze meetfout kan ontstaan als niet alle variabelen worden meegenomen in het onderzoek, zoals bij het onderzoek van Gilpin en Pennig. De gemiste variabelen komen terug als meetfout. De nauwkeurigheid neemt af door het gebruik van niet geregistreerde criminaliteit. Daarentegen worden er meer variabelen meegenomen waarmee de validiteit wordt verhoogd.

Anderson e.a. (2013, pp. 67-68) bestuderen de gevolgen van criminaliteit door een verhoging van de leerplichtige leeftijd. Er werden pooled cross-sectional data van 1993 tot en met 2009 gebruikt. In het onderzoek wordt scholieren gevraagd naar geweld op de school. Pooled cross-sectional data zijn verkregen door aselecte steekproeven te nemen uit een populatie. Deze steekproeven zijn onafhankelijk van elkaar in verschillende tijdsperiodes genomen. De steekproeven bevatten dus niet hetzelfde aantal data en ze gaan niet over dezelfde tijdspunten.

Het onderzoek van Anderson e.a. (2013, pp. 68-69) maakt gebruikt van de volgende vergelijking om het verband tussen de verhoging van de leerplichtige leeftijd naar achttien jaar en de criminaliteit binnen de scholen te meten:

𝑦_𝑖𝑠𝑡 = 𝛽₀+ 𝛽₁(𝑀𝐷𝐴_𝑖𝑠𝑡 > 16) + 𝑥_𝑖𝑠𝑡+ 𝛽₂+ 𝑧_𝑠𝑡+ 𝛽₃+ 𝑣_𝑠+ 𝑤_𝑡+ 𝜀_𝑖𝑠𝑡

Hierbij geldt de volgende notatie: individu (i), staten (s) en jaren (t), vs zijn de vaste effecten ten aanzien van de staat en wt zijn de jaarlijkse effecten. De vaste effecten voor een staat zijn de variabelen die verschillen per staat maar niet veranderen in de tijd. Hierdoor zijn er geen negatieve externe effecten die de resultaten beïnvloeden (Stock & Watson, 2011, p. 396). De notatie MDA > 16 houdt in dat de leerplichtige leeftijd hoger ligt dan zestien jaar. De vergelijking bevat ook twee

10 vectoren (xist en zzt). Deze vectoren zijn samengesteld op individueel- en staatsniveau. Dit betreft regelaars voor geslacht, leeftijd, cijfers en ras. De vectoren geven een gecombineerd effect van de vier variabelen. De afhankelijke variabele (yist) bevat vijf definities:

 Studenten die de afgelopen 12 maanden bedreigd of gewond zijn geraakt door het gebruik van een wapen.

 Studenten die de afgelopen 30 dagen lessen gemist hebben uit angst voor hun veiligheid.

 Studenten die de afgelopen 12 maanden betrokken geweest zijn bij een fysiek gevecht.

 Studenten die de afgelopen 12 maanden illegale drugs hebben aangeboden gekregen/verkocht/gegeven.

 Studenten die de afgelopen 12 maanden eigendommen gestolen of beschadigd hebben. Het lineair waarschijnlijkheidsmodel (lineair probability model) schat de resultaten van het onderzoek in. Er wordt een reduced-form regressie gebruikt. Deze wordt in paragraaf 3 van dit onderzoek uitgelegd.

Uit de resultaten van Anderson e.a. (2013, p. 66) blijkt dat er een positief verband bestaat tussen het verhogen van de leerplichtige leeftijd en criminaliteit binnen scholen. Uit het onderzoek volgt dat een verhoging van de leerplicht leidt tot een verlaging van criminaliteit bij mannen tussen de 16 en de 18 jaar buiten school. Doordat tieners op school blijven is er minder tijd en ruimte voor criminaliteit buiten de school. Daarentegen neemt de criminaliteit binnen de scholen toe. Dit komt doordat scholieren verplicht worden om onderwijs te volgen. Dit kan leiden tot opstandig gedrag in de vorm van geweldplegingen en diefstal (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, pp. 69-70).

Daarnaast heeft verlaging van criminaliteit als gevolg van de verhoging van de leerplichtige leeftijd ook economische gevolgen. In de resultaten van Cohen (zoals geciteerd in Gilpin & Pennig, 2012, p. 20) wordt een negatief neveneffect besproken. De externe kosten voor de staat voor een typische carrièrecrimineel worden geschat op 1,8 tot 2 miljoen dollar. De kosten voor een schoolverlater zijn gebaseerd op de kosten van werkeloosheid. Deze bestaan uiteindelijk uit de kosten van gemiste belastinginkomsten. Deze kosten liggen tussen de 330.000 en de 530.000 dollar. Aanvullend stellen Groot en Van den Brink (2010, p. 288) dat een stijging van de leerplichtige leeftijd met één jaar leidt tot sociale besparingen van 623 miljoen in Nederland. Daarnaast leidt een extra jaar scholing tot een toename van belastingfraude ter hoogte van 45 miljoen euro. Dit brengt de uiteindelijke besparingen op een bedrag van 578 miljoen euro per jaar (Groot & Van den Brink, 2010, p. 288).

Criminaliteit bij jongeren gaat gepaard met absentie en lagere schoolprestatie. De slachtoffers van criminaliteit en pesterijen hebben een 6 procent verhoogde kans op absentie. Vooral jongere scholieren en meisjes blijven eerder thuis uit angst om lastig gevallen te worden (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, p. 70). Het onderzoek van Grogger (zoals geciteerd in Gilpin & Pennig, 2012, p. 20) bevestigt dit. Grogger toont aan dat de kans dat een scholier op school verschijnt met 6,9 procent omlaag gaat door een toename van de leerplichtige leeftijd naar achttien jaar.

Een verhoging van de leerplichtige leeftijd naar achttien jaar leidt tot 4 procent meer bedreigingen met een wapen binnen de school in de Verenigde Staten. Geweld stijgt, terwijl diefstallen afnemen. Dit kan volgens Anderson e.a. (2013, p. 71) verklaard worden door het zogenoemde concentratie-effect. Doordat jongeren de hele dag in groepen les volgen ontstaat er onderling agressiviteit (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, p. 71). Uit het onderzoek van Jacob en Lefgren (2003, p. 64) blijkt dat de jeugdcriminaliteit betreft vermogensdelicten in de Verenigde Staten met 14 procent afneemt op de dagen dat de school geopend is. De geweldplegingen nemen daarentegen met 28 procent toe als de leerplichtige leeftijd stijgt naar achttien jaar. Het verschil in uitkomsten tussen beide onderzoeken ligt hem in het feit dat in het onderzoek van Jacob en Lefgren

11 alle geweldplegingen worden bestudeerd, terwijl Anderson e.a. enkel de toename van bedreigingen met een wapen beschrijven.

Opmerkelijk is dat de scholieren aangeven nauwelijks verschil te ervaren met betrekking tot de criminaliteit in de school en het veiligheidsgevoel door verhoging van de leerplichtige leeftijd (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, p. 70).

Uit de data blijkt ook dat de vermogensdelicten met 4 à 6 procentpunt stijgen, waarbij de schatter significant is met een betrouwbaarheidsniveau van 0,05 (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, pp. 70-71). Als de regressie herhaaldelijk zou worden uitgevoerd bij een criminaliteitspercentage van 30 procent, zal de waarde die men wil schatten met de regressie richting de daadwerkelijke waarde gaan. Bij een gemiddelde criminaliteit van rond de 30 procent is de schatter consistent en convergeert het naar de daadwerkelijke parameter.

Er wordt in dit onderzoek geconcludeerd dat de criminaliteit zich verplaatst van de straat naar school (Anderson, Hansen, & Walker, 2013, p. 70). Ook stellen Gilpin en Pennig (2012, p. 21) dat de criminaliteit in scholen significant stijgt als gevolg van een toename van de leerplichtige leeftijd naar achttien jaar in alle staten.

De bedreigingen met een wapen nemen met 4 procent toe in de Verenigde Staten. Het totale aantal geweldplegingen neemt met 28 procent toe volgens Jacob en Lefgren (2003). Daarentegen verschilt het wapengebruik in de Verenigde Staten met het wapengebruik in Nederland. Dit verschil ontstaat doordat wapens in de Verenigde Staten vrij verhandelbaar zijn. Er zijn ongeveer 300 schietpartijen per jaar in Nederland, tegenover 100.000 schietpartijen per jaar in de Verenigde Staten. Ondanks dat de gemeten geweldplegingen in de Verenigde Staten binnen de scholen toenemen stellen Anderson e.a. dat scholieren nauwelijks verandering ervaren met betrekking tot criminaliteit na het invoeren van een hogere leerplichtige leeftijd. Er vindt een afname van criminaliteit in de maatschappij plaats. Door deze afname kan er zowel voor het individu als voor de staat geld bespaard worden.

De netto sociale besparingen bedragen volgens Groot en Van den Brink (2010) 578 miljoen euro per jaar voor Nederland. Voor de Verenigde staten gaat het om een bedrag van 1,4 miljard aan sociale besparingen. Dit verschil is klein als het aantal inwoners in beide landen in beschouwing wordt genomen.

Het verhogen van de leerplichtige leeftijd leidt tot een verhoging van de sociale en particulieren besparingen. Dit is een economisch voordeel voor de staat. Ondanks het feit dat de criminaliteit binnen de scholen toeneemt, daalt de criminaliteit in de gehele samenleving als gevolg van de verhoging van de leerplichtwet.

Een beperking bij het vergelijken van de resultaten van dit onderzoek met de situatie in Nederland heeft te maken met de verschillen in criminaliteit tussen de Verenigde Staten en Nederland. Daarnaast is er ook verschil in criminaliteit tussen de staten in de Verenigde Staten. Anderson e.a. nemen eventuele heterogene effecten niet mee in het onderzoek waardoor deze terugkomen in de meetfout in de vorm van weggelaten variabelen (omitted variable bias). Een grotere meetfout zorgt voor een afname in de nauwkeurigheid van het onderzoek.

Paragraaf 3.3: Resultaten voor Duitsland als gevolg van verandering

leerplichtwet

Het derde gedeelte beschrijft het onderzoek van Pischke en von Wachter (2008), waarin de effecten van een verhoging van de leerplichtwet in Duitsland wordt bestudeerd. Tijdens de Tweede Wereldoorlog was er leerplicht tot en met de achtste klas. Daarna werd er een verplichte negende klas toegevoegd. Daarop mochten scholieren het onderwijssysteem pas bij een leeftijd van vijftien jaar verlaten. Het opmerkelijk aan de studie van Pische en von Wachter is dat het rendement van een extra jaar scholing uitkomt op nul procent. Deze uitkomst staat haaks op de uitkomsten van de

12 voorgaande besproken onderzoeken, zoals de studie van Oreopoulos (Oreopoulus, 2007), waarbij het rendement in de Verenigde Staten tussen de 10 en de 15 procent ligt. Een mogelijke verklaring voor de andere uitkomsten in het Duitse onderzoek zijn de rigide lonen in Duitsland. De lonen in Duitsland liggen vast en veranderen niet mee met economische ontwikkelingen, in tegenstelling tot in de Verenigde Staten.

Het grootste verschil tussen het Duitse en het Nederlandse onderwijssysteem heeft betrekking op de indeling van de klassen. Het Duitse basisonderwijs is gericht op kinderen van zes tot tien jaar. Het middelbaar onderwijs is gericht op scholieren van tien tot negentien jaar (Bron: Onderijssysteem in Duitsland). In Duitsland wordt er minimaal dertien jaar onderwijs gevolgd, in Nederland is de minimale onderwijsduur twaalf jaar. Ondanks dit verschil zijn er veel overeenkomsten tussen het Duitse en Nederlandse onderwijssysteem. Zo wordt in beide landen onderscheid gemaakt tussen wetenschappelijk onderwijs en hoger beroepsonderwijs (Bron: Onderijssysteem in Duitsland). Tevens bestaan beide voortgezet onderwijssystemen uit een onderbouw en een bovenbouw. In Duitsland duurt de onderbouw van de leeftijd van tien tot zestien jaar, en bestaat uit klas vijf tot en met tien. Na afronding van de onderbouw middelbare school krijgt men een diploma van het behaalde niveau. Het onderwijssysteem bestaat net als het Nederlandse onderwijssysteem uit drie niveaus, die overeenkomen met het VMBO, HAVO en VWO (Bron: Onderijssysteem in Duitsland).

Scholieren in Duitsland krijgen een ander soort onderwijs dan in Engeland en de Verenigde Staten. Zo stellen Pischke en von Wachter (2008, p. 593) dat scholieren in Duitsland meer basisvaardigheden krijgen aangeleerd. Deze vaardigheden worden in de Verenigde Staten en Engeland op latere leeftijd onderwezen dan in Duitsland. Volgens Pischke en von Wachter zijn de onderzoeksresultaten voor andere landen in Europa lager als gevolg van een toename van de leerplichtige leeftijd. Zo stellen Oosterbeek en Webbing (geciteerd uit Pischke & Wachter, 2008) dat een verhoging van het beroepsonderwijs in Nederland van drie naar vier jaar nauwelijks verandering oplevert en in sommige gevallen zelfs een negatieve verandering. Het onderzoek van Grenet (2004) gaat in op de verandering in het Franse onderwijssysteem in 1967. De opbrengsten van een extra jaar scholing liggen tussen de 3 en de 5 procent (Pischke & Wachter, 2008, p. 593).

Pischke en von Wachter (2008) gebruiken twee datasets voor het onderzoek. De eerste dataset is de Qualification and Career survey (QaC). Hier wordt een herhaalde cross section gebruikt voor mensen tussen de vijftien en de vijfenzestig jaar. De periodes die onderzocht worden in het onderzoek zijn 1979, 1985-86, 1991-92 en 1998-99 (Pischke & Wachter, 2008, p. 594). Ten tweede gebruiken Pischke en von Wachter de Micro Census data. Deze data zijn verhaald op 1 procent van de Duitse huishoudens en bestaan uit ongeveer 300.000 gegevens (Pischke & Wachter, 2008, p. 594). Het Micro Census data-overzicht maakt gebruik van de volgende periodes: 1989, 1991, 1993, 1995-2004. De data van Micro Census zijn uitgebreider dan de data van QaC (Pischke & Wachter, 2008, p. 594).

Pischke en von Wachter ( (2008, p. 594) voeren vier regressies uit voor beide datasets. Deze vier regressies bestaan uit twee OLS-regressies, een difference-in-differences methode en een IV (instrumental variable) regressie. Voor alle regressies gebruiken Pischke en von Wachter (2008, p. 594) het logaritme van de lonen. Dat logaritme houdt in dat een verandering in de onafhankelijke variabele leidt tot een procentuele verandering van de afhankelijke variabelen (Stock & Watson, 2011, p. 314). Daarbij maken Pischke en von Wachter onderscheidt tussen twee groepen scholieren. De basic track scholieren die onderwijs gevolgd hebben tot en met de achtste klas (dit is de controlegroep zonder veranderingen) en de behandelgroep bestaande uit scholieren die tot en met de negende klas onderwijs gevolg hebben. Het is valide om de steekproef te limiteren tot de basic

track omdat het toevoegen van de negende klas weinig invloed heeft op de inhoud van het

onderwijssysteem. Er is geen correlatie tussen zowel de verdiensten als de inkomsten betreft de meetfout (Pischke & Wachter, 2008, p. 595). Ten slotte maken Pische en von Wachter bij alle

13 regressies gebruik van de volgende controlevariabele: een dummy voor geslacht, leeftijd, reeks van maximaal aantal jaren, woonstaat en interactie tussen de woonstaat, en de lineaire ontwikkeling in het geboortejaar (Pischke & Wachter, 2008, p. 595).

De eerste twee uitgevoerde regressies zijn OLS (ordinary least squares) regressies. Een OLS regressie houdt in dat de coëfficiënten worden berekend middels een som van de kwadraten van alle afwijkingen, tot het meetpunt ten opzichte van de lijn minimaal is. De OLS-schatter geeft de kleinste variantie met betrekking tot de coëfficiënten. Door gebruik te maken van de OLS-regressie wordt gekeken naar het effect van de lonen als gevolgd van het verhogen van het aantal jaren scholing. De eerste uitgevoerde OLS-regressie is de volgende:

ln(𝑊𝑎𝑔𝑒) = 𝐵₀+ 𝐵₁∗ 𝑦𝑒𝑎𝑟𝑠 𝑜𝑓 𝑒𝑑𝑢𝑐𝑎𝑡𝑖𝑜𝑛 + 𝑢_𝑖 De tweede OLS-regressie die wordt uitgevoerd is:

ln(𝑊𝑎𝑔𝑒) = 𝐵₀+ 𝐵₁∗ 𝑖𝑚𝑝𝑢𝑡𝑒𝑑 𝑛𝑢𝑚𝑏𝑒𝑟 𝑜𝑓 𝑦𝑒𝑎𝑟𝑠 𝑖𝑛 𝑠𝑐ℎ𝑜𝑜𝑙 + 𝑢_𝑖

Er worden twee verschillende meetvormen voor de duur van onderwijs gebruikt, omdat Pischke en von Wachter twee datasets gebruiken. De QaC-dataset bevat, in tegenstelling tot de MicroCensus dataset, een weergave van het aantal jaar scholing. Voor de MicroCensus dataset worden imputed

number of years in school gebruikt.

Als derde wordt er een reduced form regressie gedaan om de onzuiverheid weg te nemen. De schatter is onzuiver als de variabele die je wilt bepalen gecorreleerd is met de meetfout en dus endogeen (vanuit het model bepaald) is. Als oplossing voor deze onzuiverheid wordt er een

reduced-form regressie uitgevoerd. De endogene variabele wordt als afhankelijke variabele

genomen, alle controle en exogene variabelen komen terug als onafhankelijke variabelen. Hierdoor neemt de zuiverheid van de schatting toe. Wel wordt het lastiger om verbanden te vinden. De

difference-in-differences methode berekent de verandering van de uitkomst voor en na de nieuwe

wetgeving. Dit wordt gedaan voor de behandel- en de controlegroep. Op deze manier worden de verschillen tussen beide groepen bekeken (Stock & Watson, 2011, p. 532). En wordt het effect van de verandering gemeten ten opzichte van de afhankelijke variabele. Door de behandelgroep en de controlegroep te vergelijken kunnen de gevolgen van de stijging van de leerplichtige leeftijd gemeten worden (Stock & Watson, 2011). Een cruciale assumptie van de difference-in-differences methode is de parallelle tijdsassumptie. Dit houdt in dat zonder de verandering de controlegroep en de behandelgroep zich parallel in de tijd bewegen.

Als laatste wordt er een IV regressie uitgevoerd, bestaande uit een first stage en een second

stage. De reden voor het uitvoeren van een IV regressie is de mogelijke meetfout die kan ontstaan

bij een OLS-regressie door het schenden van de assumpties. Voor dit onderzoek is de eerste assumptie relevant. De meetfout mag geen correlatie vertonen met de onafhankelijke variabelen (aantal jaar scholing) (Stock & Watson, 2011, p. 169). Als dit wel het geval is, dan is de OLS schatter onzuiver en inconsistent, waardoor de schatter niet naar de werkelijke waarde van de parameter convergeert (Stock & Watson, 2011). Dit houdt in dat het toevoegen van extra gegevens er niet toe leidt dat de schatter naar de juiste waarde beweegt. De IV regressie lost dit probleem op door een extra regressie toe te voegen. Voor de first stage wordt de onafhankelijke variabele geschat door middel van een instrument. Dit instrument moet relevant zijn en exogeen (ongecorreleerd met de meetfout) (Stock & Watson, 2011). De first stage:

𝑛𝑢𝑚𝑏𝑒𝑟𝑠 𝑜𝑓 𝑦𝑒𝑎𝑟𝑠 𝑖𝑛 𝑠𝑐ℎ𝑜𝑜𝑙 = 𝑏0+ 𝑏1∗ 𝑑𝑢𝑚𝑚𝑦 𝑓𝑜𝑟 𝑐𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡 𝑤𝑖𝑡ℎ 9𝑡ℎ 𝑔𝑟𝑎𝑑𝑒 + 𝑢

De first stage geeft een schatting van de coëfficiënt, waarbij de onafhankelijke variabele verdeeld wordt in twee componenten. De eerste component is gecorreleerd met de meetfout term. Bij de tweede component is er geen correlatie met de meetfout (Stock & Watson, 2011). De component

14 zonder correlatie met de meetfout wordt gebruikt om de coëfficiënt te schatten. In deze situatie betreft het een de onafhankelijke variabele (aantal jaar scholing) die in de first stage brekend is. De second stage is als volgt:

ln(𝑊𝑎𝑔𝑒) = 𝐵₀+ 𝐵₁∗ 𝑖𝑚𝑝𝑢𝑡𝑒𝑑 𝑛𝑢𝑚𝑏𝑒𝑟 𝑜𝑓 𝑦𝑒𝑎𝑟𝑠 𝑖𝑛 𝑠𝑐ℎ𝑜𝑜𝑙 + 𝑢_𝑖

De mogelijke meetfout leidt niet tot onzuiverheid van het onderzoek, tenzij de meetfout zelf gecorreleerd is met zowel de negende klas als de verdiensten. Dit is een onwaarschijnlijke situatie volgens Pischke en von Wachter (2008, p. 594).

Pischke en von Wachter gebruiken ook de reduced form om de gevolgen voor werkgelegenheid te berekenen. Ze gebruiken als enige afhankelijke variabelen een dummy voor de negende klas. Er wordt gebruikgemaakt van de reduced-form omdat de dummy variabelen en de meetfout zwaar gecorreleerd zijn. De productiviteit van iemand die de negende klas afgerond heeft, is hoger dan iemand die enkel de achtste klas heeft afgerond. Opmerkelijk is dat dit niet resulteert in hogere lonen. Een reden hiervoor kan zijn dat loonbepaling aanpassingen tegenhoudt. Omdat een jaar extra scholing niet terug te zien is in de lonen, zou het volgens Pische en von Wachter (2008, p. 596) terug moeten worden gezien in de werkgelegenheid. Pischke en von Wachter (2008, p. 596) bestuderen dit door de afhankelijke variabele te vervangen door een dummy variabele met betrekking tot werkgelegenheid.

Uiteindelijk reduceren Pischke en von Wachter (2008, p. 595) de QaC data. Dit heeft twee redenen. De eerste reden is dat de resultaten van QaC niet overeenkomen met de gelimiteerde steekproef voor de controlegroep. De verhoogde schatters zijn niet het gevolg van hogere verdiensten van de behandelgroep die beïnvloed is door de verandering in de leerplichtwet (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). De tweede reden is dat de coëfficiënten in de Micro Census data preciezer zijn dan in de QaC omdat de Microcensus een grotere dataset betreft en meer informatie bevat (Pischke & Wachter, 2008, p. 596).

Pischke en von Wachter (Pischke & Wachter, 2008) komen tot de volgende resultaten. Het verhogen van de leerplicht van de achtste klas naar de negende klas leidt tot een stijging van scholing met 0,28 per jaar. Uit de resultaten van Pischke en von Wachter blijkt dat het verhogen van de leerplichtwet naar de negende klas geen effect heeft op het hoogst behaalde diploma in Duitsland. De reden die Pischke en von Wachter (2008, p. 597) hiervoor geven is dat de situatie zo is, dat je na voltooiing van de achtste klas hetzelfde diploma behaald hebt als na voltooiing van de negende klas. Pas na het voltooien van de tiende klas kan de leerling een hoger diploma in ontvangst nemen (Pischke & Wachter, 2008, p. 597).

De effecten op de werkgelegenheid van de gehele steekproef zijn minimaal, maar wel groter dat bij de controlegroep. Deze effecten verdwijnen als er een gekwadrateerde staat-specifieke ontwikkelingsvariabele wordt toegevoegd (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). De effecten kunnen namelijk per staat verschillen. Door het toevoegen van de variabelen bestuderen Pischke en von Wachter (2008, p. 596) de staten afzonderlijk. Pischke en von Wachter (2008, p. 596) geven als een van de twee mogelijke verklaringen dat scholieren die de negende klas voltooien voor zelfstandig ondernemerschap kiezen, waardoor de verandering niet is terug te zien in de lonen. De lonen van zelfstandig ondernemers die de negende klas hebben afgemaakt, zouden hoger moeten zijn dan bij degenen die enkel de achtste klas hebben voltooid. De resultaten ondersteunen deze redenering niet. De verdiensten voor zelfstandig ondernemerschap stijgen namelijk niet (Pischke & Wachter, 2008, p. 596) en de gevonden coëfficiënt van zelfstandig ondernemerschap is negatief (-0.006) (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). De tweede reden die Pischke en von Wachter (2008, p. 596) noemen voor deze lage toename is dat de lengte van de leertijd niet wordt aangepast door het toevoegen van een negende klas. Het hoogst behaalde diploma blijft gelijk (Pischke & Wachter, 2008, p. 597). Hierin verschillen de resultaten van Duitsland met die van de Verenigde Staten en

15 Engeland, waar ieder jaar extra scholing leidt tot een hoger diploma (Pischke & Wachter, 2008, p. 596).

Pischke en von Wachter (2008, p. 596) onderzoeken ook de schoolverlaters die geen vervolgopleiding doen. Deze groep is beter te vergelijken met de vroegtijdige schoolverlaters in de Verenigde Staten. In Duitsland betreft dit 17 procent van alle schoolverlaters (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). Als het beroepsonderwijs de oorzaak is zal dit leiden tot loon veranderingen voor deze kleinere subgroep. Pischke en von Wachter (Pischke & Wachter, 2008, p. 596) vinden hier geen veranderingen, het geschatte punt is nagenoeg nul en niet significant.

Het onderzoek resulteert in een betrouwbaarheidsinterval van de Micro Census data van -0,008 tot 0,034 dit is een kleine interval (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). Bij dit interval is er een kans van 95 procent dat de coëfficiënt binnen het interval ligt. In dit onderzoek is het dus bijna zeker dat de coëfficiënt tussen de -0.8 procent en de 3,4 procent ligt. Dit is aanzienlijk lager dan eerdere onderzoeken uit andere landen (Oreopoulus, 2007). Pischke en von Wachter (2008, p. 596) stellen dat de meetfout geen verklaring is voor de kleine effecten in Duitsland. De bovenkant van het betrouwbaarheidsinterval van de schatters (3,4%) ligt ver onder het rendement van 15% dat gevonden is in eerdere onderzoeken zoals die van Oreopoulos (2007).

Een laatste reden die wordt aangehaald is dat de vaardigheden die relevant zijn voor de arbeidsmarkt in Duitsland niet pas in de negende klas onderwezen worden maar al in eerdere klassen. In de QaC noemt 6 procent van de schoolverlaters van de controlegroep de middelbare school als plaats waar de arbeidsvaardigheden ontwikkeld worden (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). Hieruit volgt dat de wiskunde die bij werk gebruikt wordt bestaat uit algebraïsche basisvaardigheden die in Duitsland onderwezen worden in de zevende klas (Pischke & Wachter, 2008, p. 596). Pischke en von Wachter (2008, p. 596) stellen dat deze basisvaardigheden in Engeland en de Verenigde Staten wel op vijftienjarige leeftijd onderwezen worden, waardoor de effecten van een extra jaar scholing in deze landen hoger ligt dan in Duitsland.

Naar aanleiding van het onderzoek van Pischke en von Wachter kan geconcludeerd worden dat het toevoegen van een negende klas in Duitsland nagenoeg geen effect heeft op de lonen en de werkgelegenheid. De voornaamste reden hiervoor is dat het toevoegen van een negende klas in Duitsland niet leidt tot een hoger diploma. Daarnaast worden de basisvaardigheden in Duitsland op jongere leeftijd aangeleerd dan in de Verenigde Staten en Engeland. In Duitsland worden de basisvaardigheden in de zevende klas onderwezen. Hierdoor heeft het toevoegen van een extra jaar scholing in Duitsland weinig effect op de arbeidsmarkt. De scholieren die de negende klas hebben afgerond zijn niet productiever dan een achtste klas scholier.

De verwachting is dat scholieren die de negende klas voltooid hebben zelfstandig ondernemerschap verkiezen boven loondienst omdat de verbeterde productiviteit niet beloond wordt. Anderson e.a. (2013, p. 597) tonen aan dat dit niet het geval is, de verdiensten van een zelfstandig ondernemers blijven onveranderd. Hierdoor kan er niet geconcludeerd worden dat scholieren die de negende klas voltooid hebben eerder het zelfstandig ondernemerschap uitvoeren. Er zou dan een stijging in de lonen van een zelfstandig ondernemer waarneembaar moeten zijn, omdat iemand met een jaar extra scholing meer zal verdienen.

Pischke en von Wachter kijken ook naar een subgroep van schoolverlaters die geen vervolgopleiding kiezen. Deze groep is te vergelijken met de dropouts uit de Verenigde Staten, waarbij de opbrengsten voor een extra jaar scholing tussen de 10 en de 15 procent liggen. Pischke en von Wachter vinden ook hier verbanden die nagenoeg nul en niet significant zijn.

Paragraaf 3.4: Leerplichtwet verandering in Turkije

Het volgende stuk beschrijft het onderzoek van Mocan (2014). Mocan onderzoekt de invoering van de leerplichtwet in 1997 in Turkije. Het aantal jaar verplichte scholing nam toe van vijf naar acht

16 jaar. In 1997 duurde het basisonderwijs van zes- tot elfjarige leeftijd. Het lager voortgezet onderwijs duurde drie jaar. De scholieren zitten ongeveer tot hun veertiende op school. Voorheen gold enkel de verplichting om het basisonderwijs te voltooien. Het onderzoek van Mocan is interessant voor deze scriptie omdat Turkije in 1997 nog gezien werd als een ontwikkelingsland. Door de vergelijking van een ontwikkelingsland met de ontwikkelde landen krijgt deze scriptie een breder perspectief. Voor de situatie in Nederland is het minder van toepassing omdat Nederland een ontwikkeld land is en daardoor niet te vergelijken is met Turkije. Wel toont dit onderzoek aan wat het belang en het effect is van onderwijs in landen waar dit nog onderontwikkeld is.

In 1997 is de leerplichtwet in Turkije ingevoerd. Dit was de eerste verandering sinds de invoering van de leerplicht in 1923. Bij de nieuwe leerplichtwet is iedere scholier verplicht acht jaar onderwijs te volgen. Voorheen was het verplicht vijf jaar onderwijs te volgen. Iedere scholier kreeg een diploma bij voltooiing van het basisonderwijs (Mocan, 2014, p. 5). Behalve de wetverandering wordt ook het basisschooldiploma afgeschaft en vervangen door een lager voortgezet onderwijsdiploma (Mocan, 2014, p. 5). Het lager voortgezet onderwijsdiploma wordt behaald na voltooiing van acht jaar onderwijs, op veertienjarige leeftijd.

Het is verplicht om het lager voortgezet onderwijs af te maken. Hierdoor behalen scholieren een hoger diploma. Het aantal behaalde lager voortgezet onderwijs diploma’s nam toe van 60 naar 90 procent. De leerplichtwetverandering werd in het gehele land gelijktijdig ingevoerd (Mocan, 2014, p. 1). Turkije was ten tijde van de wetsverandering in 1997 een ontwikkelingsland. Hierdoor zijn er een aantal verschillen met vergelijkbare onderzoeken in ontwikkelde landen. Turkije had een armoedepercentage van 18 procent (Mocan, 2014, p. 2). In Nederland ligt dit percentage rond de 8 procent (Bron: Armoede percentage CBS). Daarnaast participeert een kwart van de vrouwen op de arbeidsmarkt. De participatiegraad voor vrouwen ligt in Nederland rond de 71 procent. Dit is na Denemarken de hoogste participatiegraad binnen de Europese Unie, volgens onderzoek van het Centraal Bureau voor Statistiek (bron: participatiegraad in Nederland).

Tegenwoordig bestaat de leerplicht in Turkije net als in Nederland uit acht jaar lager onderwijs. Het voortgezet onderwijs duurt in Nederland zes jaar en in Turkije vier jaar. De impact van de verandering is nog niet te bepalen, omdat deze nieuwe wet in 2013 is ingevoerd.

Mocan (2014, p. 1) onderscheidt twee groepen. De eerste groep bestaat uit mensen die de invoering van de leerplichtwet gemist hebben omdat ze net te oud waren. De tweede groep bestaat uit de eerste scholieren nadat de verandering werd ingevoerd (Mocan, 2014, p. 1). Hiervoor bestudeert Mocan twee leeftijdsgroepen met mensen die ten tijde van de leerplichtwetverandering in 1997 tussen de zes en vijftien jaar waren. De eerste groep bestaat uit mensen die in 2011 tussen de 20-29 jaar waren. De tweede groep bestaat uit mensen die in 2012 tussen de 21-30 jaar waren. Er wordt onderscheidt gemaakt tussen de controlegroep (de groep die geen verandering meemaakt) en de behandelgroep (die beïnvloed is door de verandering). De controlegroep bestaat uit mensen die in 2011 tussen de 26-29 jaar waren en in 2012 tussen de 27-30 jaar. Dit zijn de scholieren die de verandering gemist hebben doordat ze in 1997 tussen twaalf en vijftien jaar waren (Mocan, 2014, p. 8). Voor de behandelgroep gebruikt Mocan (2014, p. 8) mensen die in 2011 tussen de 20-24 jaar waren en mensen die in 2012 tussen de 21-25 jaar waren. Deze scholieren hadden ten tijde van de verandering van de leerplichtwet een leeftijd tussen de zes en de tien jaar, waardoor ze beïnvloed zijn door de wetsverandering. Als laatste wordt een groep scholieren gebruikt waarbij de wetsverandering op elfjarige leeftijd werd ingevoerd. Deze leerlingen worden beïnvloed door de nieuwe leerplichtwet, afhankelijk van de geboortemaand. Mocan (2014, p. 8) geeft iedereen uit dat jaar een waarde van een half. Hierdoor heeft ieder individu 50 procent kans beïnvloed te worden door de leerplichtwet. Mocan (2014, p. 8) maakt deze aanname omdat de geboortemaanden per individu onbekend zijn en de gegevens incompleet zijn. Wanneer de groep elfjarige scholieren niet meegenomen wordt in het onderzoek, zijn de schatters niet robuust. Dit houdt in dat de verdeling van de data niet klopt, waardoor er onjuiste schattingen ontstaan (Stock & Watson, 2011). De reden

17 dat Mocan (2014, p. 8) hier vanuit gaat, is dat er simpelere regressiemodellen gebruikt kunnen worden bij data die robuust zijn.

Volgens Mocan (2014, p. 3) is het vinden van de causale effecten tussen educatie en loon gecompliceerd, omdat er een aantal factoren correleren met zowel educatie als loon (Mocan, 2014, p. 3). Een aantal van deze correlerende factoren is niet te controleren, bijvoorbeeld intelligentie. Intelligentie is zowel bij educatie als loon belangrijk, maar wordt niet meegenomen in de onderzoek data (Mocan, 2014, p. 3). Mocan (2014, p. 4) gebruikt onderzoek naar tweelingen en intelligentie om deze variabele alsnog controleerbaar te maken. Ook huwelijkse staat wordt buiten beschouwing gelaten, aangezien deze variabele afhankelijk is van educatie, waardoor het niet als onafhankelijke variabele in de regressie kan worden toegevoegd (Mocan, 2014, p. 19). Mocan (2014, p. 4) bestudeert alleen de groep die door de vernieuwede leerplichtwet verplicht is een extra jaar scholing te volgen. De groep die al zou gaan studeren of gestopt is met het volgen van onderwijs op de basisschool, valt buiten het onderzoek van Mocan (2014, p. 4).

Om de lonen te analyseren voert Mocan (2014, p. 22) drie regressies uit. De eerste regressie wordt uitgevoerd over mensen die als hoogst behaalde diploma een lager voortgezet onderwijs diploma hebben. De tweede regressie wordt uitgevoerd over de mensen die een middelbaar school diploma als hoogst behaalde diploma hebben. Ten slotte is er een regressie over de gehele steekproef uitgevoerd. De regressies maken geen gebruik van het aantal jaar scholing, aangezien de gegevens alleen de hoogst afgemaakte opleiding weergeven (Mocan, 2014, pp. 8-9). Voor alle drie de regressies wordt een IV en een OLS regressie uitgevoerd. Mocan (2014, p. 9) veronderstelt dat de nieuwe leerplichtwet geen effect heeft op het aantal scholieren dat een vervolgopleiding kiest na het behalen van een middelbaar schooldiploma. Om te corrigeren voor inflatie tussen 2011 en 2012, wordt een controlevariabele toegevoegd, zodat er geen verschillen in de uitkomst ontstaan (Mocan, 2014, p. 9). Dit is weergegeven in een dummy variabelen. Deze dummy is terug te vinden in de sommatieterm. Daarnaast wordt er gecontroleerd voor de lonen bij een klein (minder dan tien werknemers) of een groot bedrijf (Mocan, 2014, p. 9). De vergelijking die gebruikt wordt ziet er als volgt uit (Mocan, 2014, p. 19):

𝑙𝑜𝑔𝑊_𝑖 = 𝛽₀+ 𝛽₁𝐸𝑑𝑢𝑐_𝑖+ 𝛾_𝑖𝑋_𝑖+ ∑ 𝛼_𝑗𝑃𝑟𝑜𝑣_𝑖𝑗

25

𝑗=1

+ 𝜀

In deze vergelijking staat logWi voor het logaritme van het nominale uurloon. Educ is een binaire variabele voor het voltooien van het lager voortgezet onderwijs. Xi staat voor de vector betreft leeftijd, een binaire variabele voor de geboorteplaats (stad of platteland) en als laatste een binaire variabele voor een klein of een groot bedrijf. De som van Provij is het verschil in prijsniveau per provincie voor een set van 25 dummy variabelen ten opzichte van het landelijke prijsniveau.

Mocan (2014, p. 18) onderzoekt ook het spillover effect. Dit is een daling van het aantal mensen dat beroepsonderwijs volgt als gevolg van het feit dat scholieren ervoor kiezen om hoger onderwijs te volgen. Mocan voert drie OLS regressies uit betreft de kans dat de middelbare school, het beroepsonderwijs en hoger onderwijs wordt afgemaakt. De kans dat de middelbare school wordt afgemaakt stijgt significant. Daarnaast is uit de gegevens op te maken dat scholieren in plaats van beroepsonderwijs hoger onderwijs gaan volgen (Mocan, 2014, p. 18).

Er zijn meer gegevens bekend over de vernieuwing van de leerplichtwet in Turkije. Deze data zijn endogeen. Er bestaat een correlatie tussen de parameter en de errorterm (Mocan, 2014, p. 5). De endogeniteit ontstaat doordat de groepen scholieren die gebruikt zijn voor eerder onderzoek te jong waren, waardoor de daadwerkelijke gevolgen nog niet terug te zien waren in de resultaten (Mocan, 2014, p. 5).

Er is een verschil betreft de resultaten voor mannen en vrouwen. Voor vrouwen is er een rendement van 18 procent per jaar door het behalen van een lager voorgezet onderwijsdiploma

18 (Mocan, 2014, p. 22). De IV schatter geeft een rendement van 14 procent per jaar. Bij de mannen vindt Mocan (2014, p. 3) een percentage dat nagenoeg nul is en niet significant is. Het percentage betreft de opbrengsten voor vrouwen is hoger dan de eerder gevonden percentages in het onderzoek van Oreopoulus (2007). Dit komt doordat de opbrengsten bij een langere educatie in ontwikkelingslanden hoger zijn dan in ontwikkelde landen (Mocan, 2014, p. 4). Tansel (1994, p. 308) voegt hieraan toe dat de toename van de lonen als gevolg van langer onderwijs hoger is voor vrouwen dan voor mannen. Daarnaast hebben vrouwen in loondienst over het algemeen een hoger diploma dan mannen. Twintig procent van de mannen in loondienst heeft een middelbaar onderwijs diploma, tegen 38 procent van de werkende vrouwen (Tansel, 1994, p. 308).

Mocan (2014, p. 11) stelt dat het aantal mannen met een lager voortgezet onderwijsdiploma toeneemt van 67,8 naar 91,1 procent. Bij de vrouwen is een stijging van 48,5 naar 78,3 procent waar te nemen. De resultaten geven weer dat oudere groepen scholieren minder middelbare schooldiploma’s hebben dan de jongere groepen als gevolg van de verandering van de leerplichtwet (Mocan, 2014, p. 12). In 2011 had 50 procent van de 32-33 jarige een diploma voor lager voortgezet onderwijs. Uit het onderzoek van Tansel (1994, p. 308) bleek dat er een toename was in het aantal diploma’s voor de nieuwe leerplichtwet. In de data is terug te zien dat 6 procent van de mannen tussen de vijftien en vierentwintig jaar geen basisschooldiploma had tegen 28 procent in de leeftijd van 45-64.

Opvallend aan de studie van Mocan (2014) is dat er grote verschillen zijn tussen mannen en vrouwen. Dit kwam in eerdere studies over ontwikkelde landen nog niet naar voren. De wetsverandering leidt vooral bij vrouwen tot significante verschillen omdat het voor vrouwen in een ontwikkelingsland ongebruikelijk is om lang onderwijs te volgen. Het veranderen van de leerplicht heeft echter geen effect op de participatiegraad van vrouwen op de arbeidsmarkt. De participatiegraad blijft rond de 25 procent, even hoog als voor de verandering van de leerplichtwet (Mocan, 2014, p. 28). Mocan (2014, p. 22) vindt een loonverschil tussen mannen en vrouwen van 14 procent als de rest van de variabelen stabiel gehouden worden. Om het loonverschil te bepalen wordt uitgegaan van hetzelfde profiel tussen mannen en vrouwen.

De resultaten voor het spillover effect van de nieuwe leerplichtwet zijn significant. De kans om een middelbaar- of een vervolgdiploma te behalen neemt met 5,4 procentpunt toe. Daarentegen neemt de kans om een beroepsonderwijsdiploma te behalen met 2 procentpunt af. Als er enkel naar het hoger onderwijs gekeken wordt neemt de kans op het behalen van een diploma met 6 procentpunten toe (Mocan, 2014, p. 39).

Op basis van de studie van Mocan kan geconcludeerd worden dat de verhoging van de leerplichtwet invloed heeft gehad in Turkije. Het volgen van onderwijs heeft in Turkije vooral voor vrouwen een positief effect gehad. Het rendement voor vrouwen na het behalen van een lager voortgezet onderwijs diploma is 18 procent, gemeten aan de hand van een OLS regressie. Dit percentage ligt hoger dan de percentages van eerdere onderzoeken met betrekking tot ontwikkelde landen, doordat de effecten voor een ontwikkelingsland groter zijn. Door het verhogen van de leerplichtige leeftijd neemt het aantal vrouwen met een voortgezet onderwijs diploma toe van 48,5 naar 78,3 procent. Bij mannen is er een toename van 67,8 naar 91,1 procent.

Het verhogen van de leerplichtwet leidt vooral bij vrouwen tot significante verschillen. Daarentegen verandert de participatiegraad nauwelijks en blijft het voor vrouwen op rond de 25 procent.

Als laatst kan gezegd worden dat het verhogen van de leerplichtige leeftijd tot een spillovereffect leidt. Meer scholieren kiezen voor het hoger onderwijs, er is een toename van 5,4 procentpunt. Bij het beroepsonderwijs wordt een afname van 2 procentpunt gemeten.

De resultaten zijn niet één op één te extrapoleren naar de Nederlandse situatie. Nederland heeft namelijk de op een na hoogste participatiegraad van vrouwen binnen de Europese Unie.