Onderwijsexpansie en
werkloosheid
Het percentage jongeren dat onderwijs volgt is in de afgelopen jaren steeds verder toegenomen. Dit is met name het geval op het tertiaire niveau en bij het middelbaar beroepsonderwijs. Verschillende fac toren spelen hierbij een rol, zoals de samenstelling van de populatie, institutionele effecten (bijv. ver lenging van de leerplicht), een algemene trendmatige ontwikkeling en de werkloosheid. In dit artikel is de aandacht vooral op de laatstgenoemde factor gericht. Er blijkt dat een veranderende werkgele genheidssituatie zich zeer snel vertaalt in een wijziging van de doorstroompercentages binnen het onderwijs.
Het voortzetten van de schoolloopbaan nadat aan de leerplicht is voldaan, is tegenwoordig bepaald geen uitzondering. In het schooljaar 1984/85 werd door 62% van de 18-jarige jongens en door 56% van de 18-jarige meisjes een vorm van voltijd- onderwijs gevolgd. Een korte vergelijking maakt duidelijk dat er sedert het eind van de jaren zestig veel is veranderd in dit opzicht. Het aan de bevol king gerelateerde deelnamecijfer van het voltijd- onderwijs voor jongens van respectievelijk 17,18, 19 en 20 jaar is sedert die tijd ongeveer verdub beld. Voor meisjes is er sprake van een verdrie voudiging.1
Een dergelijke groei van de deelname aan het on derwijs duidt men veelal aan met de term: expan sie van onderwijsdeelname. Expansie van onder wijsdeelname heeft zich de laatste 15 a 20 jaar met name afgespeeld op het tertiair niveau en bij het middelbaar beroepsonderwijs. Dit is het ge volg van het feit dat een steeds groter percentage van de gediplomeerden van het secundair onder wijs heeft gekozen voor een vervolgopleiding. Dit percentage is vooral de laatste jaren sterk toege nomen (tabel 2). Het mavo fungeert hierdoor nauwelijks meer als eindonderwijs. Dit geldt in minder sterke mate voor het gehele avo.
* De auteurs zijn werkzaam bij het Centraal Bureau
voor de Statistiek op de hoofdafdeling Statistieken van onderwijs en wetenschappen. D it artikel is een nadere uitwerking van een paper gepresenteerd op de Onderwijsresearchdagen, mei 1986. De in dit ar tikel weergegeven opvattingen zijn die van de auteurs en komen niet noodzakelijk overeen m et die van het CBS.
Tabel 1. Deelname aan het voltijdonderwijs naar leeftijd en geslacht per 1000 van de bevolking
1 7 jaar 18 jaar 19 jaar 2 0 jaar Jongens 1967 418 298 223 160 1971 522 384 291 217 1975 703 510 378 277 1979 702 514 384 307 1984 799 622 458 342 Meisjes 1967 289 169 109 70 1971 346 209 132 92 1975 513 293 186 128 1979 643 390 233 162 1984 776 562 347 228
Tabel 2. Percentage gediplomeerden van het se cundair onderwijs dat doorstroomt naar een vorm van voltijdonderwijs, naar geslacht
L b o Mavo Havo Vwo M bo
Jon- 1967 26,9 67,6 69,9 68,8 14,1 gens 1971 36,2 79,5 61,2 77,2 11,1 1975 41,6 84,2 65,5 79,4 10,4 1979 39,0 87,8 72,9 84,3 16,3 1984 51,9 95,7 86,9 86,5 17,5 Meis- 1967 60,72 47,8 52,2 58,7 12,8 jes 1971 44,0 53,1 54,6 64,2 15 >2, 1975 45,0 68,2 51,3 69,5 10,52 1979 46,0 73,5 51,2 72,5 6,9 1984 60,2 87,1 64,8 74,9 15,0
Het doel van dit artikel is het geven van een be schrijving van de ontwikkeling van het percentage gediplomeerden van het secundair onderwijs dat kiest voor een vervolgopleiding in het voltijd- onderwijs, waarbij de samenhang tussen deze ont wikkeling en die van de arbeidsmarkt centraal staat.
Eerst worden twee verschillende theorieën met betrekking tot de relatie tussen de arbeidsmarkt en de expansie van de onderwijsdeelname be knopt besproken. Daarbij wordt vastgesteld dat de werkloosheid een belangrijke invloed kan heb ben op de onderwijsdeelname. Vervolgens wordt deze hypothese getoetst aan de hand van tijd reeksanalyses over de periode 1967-1984. Naast de invloed van de werkloosheid is rekening ge houden met institutionele factoren, zogenaamde samenstellingseffecten en een trend. Uit de ana lyses blijkt dat de doorstroompercentages van de vijf onderscheiden schoolsoorten samenhangen met de werkloosheid. Bovendien blijkt dat een veranderende werkgelegenheidssituatie zich direct - dat wil zeggen binnen dezelfde waarnemings- periode — vertaalt in een wijziging van de door stroom.
1. Onderwijsexpansie en de arbeidsmarkt Expansie van onderwijsdeelname wordt veelal op gevat als een voortvloeisel van de kwalificerende functie die onderwijs vervult ten opzichte van de arbeidsmarkt. In de loop der tijd heeft een ver hoging plaatsgehad van de op de arbeidsmarkt verhandelde onderwijskwalificaties. De groei van de onderwijsdeelname is een reactie op deze ver hoging; het zich aanpassen aan een veranderende arbeidsmarkt leidt tot expansie van onderwijs deelname.3 Er bestaan evenwel verschillende op vattingen over de oorzaak van het hoger worden van de op de arbeidsmarkt gevraagde onderwijs kwalificaties. Enigszins simplificerend kunnen twee stelhngnames worden onderscheiden: de ‘technisch-functionele’ opvatting en de ‘creden- tials-inflation’-opvatting.4 Deze twee opvattingen verschillen fundamenteel van elkaar voor wat be treft de veronderstelde relatie tussen opleiding en beroep. Uit deze verschillende uitgangspunten volgt een verschil in verklaring van het verschijn sel onderwijsexpansie.
De technisch-functionele opvatting ziet onderwijs- diploma’s als een duidelijke indicatie van tech nische competentie en schrijft expansie van on derwijsdeelname toe aan veranderingen in de ar beidsplaatsenstructuur. Ontwikkelingen op het gebied van produktieprocessen zouden hebben geleid tot een algehele ‘skill-upgrading’: een stij
ging van het niveau van voor functies benodigde vaardigheden. Deze stijging vindt haar weerslag in de op de arbeidsmarkt gehanteerde opleidings eisen. De groei van de deelname aan het onder wijs is een reactie op deze stijging. Gezien de kri tiek die op deze visie is uitgeoefend, moet zij als niet houdbaar worden bestempeld. In de eerste plaats is de veronderstelling dat diploma’s een eenduidige indicatie zijn van technische compe tentie sterk bekritiseerd.5 De relatie tussen op leiding en beroep is veel minder eenduidig dan de technisch-functionele opvatting veronderstelt.6 In de tweede plaats geeft empirisch onderzoek naar de kwalitatieve ontwikkeling van de arbeids plaatsenstructuur geen ondersteuning van de skill-upgrading-these ?
De credentials-inflation-opvatting heeft een an der uitgangspunt met betrekking tot de relatie tussen opleiding en beroep. Het onderwijsdiplo rna wordt niet zozeer opgevat als een indicatie van technische competentie maar als een toe gangsbewijs tot beroepen en de daarmee samen hangende maatschappeüjke posities. Expansie van onderwijsdeelname is volgens de credentials- inflation-opvatting het resultaat van een compe- titie-inflatie-mechanisme.8 De basis van dit me chanisme is het gegeven dat individuen zich door middel van een relatief hoog onderwijsniveau kunnen verzekeren van een relatief goede start positie op de arbeidsmarkt.9 In het streven naar een relatief goede uitgangspositie drijven indivi duen elkaar op tot immer hogere opleidings niveaus. Het gevolg hiervan is inflatie van onder wijskwalificaties; de waarde van een bepaald op leidingsniveau neemt af in de loop van de tijd en eenzelfde relatieve positie vereist een hoger op leidingsniveau. Het competitie-inflatie-mechanis- me veroorzaakt op deze wijze een trendmatige expansie van onderwijsdeelname. Dit mechanis me kent een relatieve autonomie ten opzichte van de arbeidsplaatsenstructuur en kan derhalve leiden tot een in het licht van de arbeidsplaatsen structuur dysfunctionele expansie van onderwijs deelname. De overscholingsproblematiek vormt hiervan een illustratie.10 Schaarsteverhoudingen op de arbeidsmarkt zijn bepalend voor de snel heid waarmee het competitie-inflatie -mechanisme voortschrijdt.11 Bij een overschot van arbeids krachten verhevigt de concurrentie en ondergaat het competitie-inflatie-mechanisme een versnel ling.12 Dit betekent dat het tempo van onderwijs expansie wordt beïnvloed door de werkgelegen heidssituatie.
Het positieve effect van een ruime arbeidsmarkt op onderwijsdeelname wordt versterkt door het
feit dat bij hoge werkloosheid zogenaamde ‘dis- couraged-workers’-effecten op kunnen treden. In dien er geringe kans bestaat op het vinden van werk is het volgen van onderwijs een alternatief voor werkloosheid. Barnhouse Walters spreekt in dit verband van de ‘warehouse function’ van het onderwijs.13 Het onderwijs vangt jongeren op in tijden van hoge werkloosheid en vervult derhalve een dempende functie ten opzichte van de ar beidsmarkt. Onderzoek van Kodde en Ritzen naar keuzemotieven van gediplomeerden bevestigt de rol die ongunstige werkgelegenheidsvooruitzich- ten spelen bij het besluit een vervolgopleiding te gaan volgen.14
De credentials-inflation-opvatting wijst op het be staan van enerzijds een algemene trend tot expan sie van onderwijsdeelname en anderzijds op de specifieke invloed van werkloosheid op dit pro ces. In een tijdreeksenanalyse is onderzocht in welke mate het in de inleiding gesignaleerde pro ces van onderwijsexpansie te herleiden is tot de ontwikkeling van de werkgelegenheid en een al gemene trend.
2. Empirie
Het doel van de tijdreeksanalyse is het geven van een beschrijving van het in de inleiding gesigna leerde proces van expansie van onderwijsdeelna me. Alvorens de resultaten van de analyses te presenteren worden eerst de variabelen, het data materiaal en enige methodologische zaken aan de orde gesteld.
Expansie van onderwijsdeelname kan op verschil lende manieren worden geoperationaliseerd. De meest eenvoudige is die waarbij de ontwikkeling van leerlingbestanden wordt gerelateerd aan de omvang van relevante leeftijdscategorieën. Een alternatieve methode is het gebruik maken van stroomgegevens betreffende zogenaamde strate gische overgangen. Strategische overgangen zijn overgangen in het onderwijs waar leerlingen moe ten kiezen of zij hun schoolloopbaan voortzetten in een vorm van vervolgonderwijs of eventueel afbreken. Indien men zich richt op de keuze processen welke ten grondslag Eggen aan onder wijsexpansie, verdient het de voorkeur expansie van onderwijsdeelname te operationaliseren in termen van leerlingstromen. Stroomgegevens zijn een meer eenduidige indicatie van keuzegedrag van leerlingen in een bepaald jaar dan bestands gegevens. Daar zijn enkele redenen voor te noe men. In de eerste plaats wordt de ontwikkeling van een leerlingenbestand niet alleen bepaald door het aantal leerlingen dat kiest voor de des betreffende vorm van onderwijs, maar tevens
door andere factoren zoals veranderingen in no minale cursusduur, dropout en efficiency.15 Tn de tweede plaats is de omvang van een leerlingen bestand in een bepaald jaar afhankelijk van de in stroom van leerlingen in een aantal voorafgaande jaren en derhalve minder kenmerkend voor de keuzen die in één bepaald jaar worden gemaakt. Voor wat betreft de expansie van de deelname aan het mbo, hbo en wo zijn de keuzen van de volgende categorieën gediplomeerden van belang: lbo-, mavo-, havo-, vwo- en mbo-gediplomeerden. Een eenvoudige indicator voor onderwijsexpansie is het percentage van deze categorieën gediplo meerden dat kiest voor een vervolgopleiding in het voltijdonderwijs. Dit percentage heeft gefun geerd als afhankelijke variabele in de analyses. De ontwikkeling van het percentage gediplomeer den van het secundair onderwijs dat doorstroomt naar een vorm van voltijdonderwijs is afhankelijk van vier grootheden, te weten:
1. samenstelling populatie, 2. institutionele effecten, 3. trend,
4. werkloosheid.
De grootheid ‘samenstelling populatie’ heeft be trekking op de mate van homogeniteit van de on derzoeksgroep. Men kan zich een situatie voor stellen waarbij het percentage onderwijs-door- stromers bij het lbo aanzienlijk lager ligt dan bij het mavo. Indien in een bepaald jaar het aantal mavo-gediplomeerden relatief verandert t.o.v. het aantal lbo-gediplomeerden, dan zal hierdoor een wijziging optreden in het percentage onderwijs- doorstromers op het secundair niveau. Met dit zogenaamde compositie-effect is rekening gehou den door een aantal groepen te onderscheiden die redelijk homogeen worden verondersteld te zijn. Derhalve wordt er een onderscheid gemaakt naar lbo, mavo, havo, vwo en mbo en naar geslacht. Van verdergaande differentiatie — bijvoorbeeld in het beroepsonderwijs — is hier afgezien. De insti tutionele factoren hebben betrekking op breuken in het verloop van de afhankelijke variabele als gevolg van de invoering van de Mammoetwet en van een wijziging in diplomering. De trend-varia- bele en de invloed van werkloosheid zijn reeds in de vorige paragraaf aan de orde gekomen. In de specificaties is de trendmatige component terug te vinden in de schattingsmethodiek.
Het datamateriaal heeft betrekking op de periode 1967-1984. Vanaf 1977 zijn gegevens bekend m.b.t. jeugdwerkloosheid. Voor de periode 1967- 1976 is daarom een proxy van de jeugdwerkloos heid berekend met behulp van het algemene
HET MODEL:
Voor iedere groep afzonderlijk is het volgende model geschat: Yt = a + bXt + cDt + et
a = constante
Yt = % van de gediplomeerden dat doorstroomt naar voltij donderwijs
X = jeugdwerkloosheid in het schooljaar waarin het diploma is behaald, in %van afhankelijke beroepsbevolking
Dt = dummy-variabele (alleen voor lbo-meisjes, mavo- en mbo-meisjes)
Voor de groep ‘mavo-meisjes’ is het bovenstaande model geschat voor eerste verschillen met behulp van OLS (gewone kleinste kwadraten).17 De vergelijkingen voor de overige groepen zijn geschat met behulp van GLS (gegeneraliseerde kleinste kwadraten). Voorts is het model geschat met verschillende vertragingen voor de variabele werkloosheid. De waarnemingen zijn gewogen met de variabele jeugdwerkloosheid indien daar op grond van heteroscedasticiteit aanleiding toe was. Hierbij is verondersteld dat naarmate de werkloos heid toeneemt, de keuzevrijheid van gediplomeerden wordt beperkt. Oftewel bij stijgende werkloosheid is er sprake van een afnemende variantie, hetgeen door weging wordt gecor rigeerd. Alle schattingen zijn beoordeeld op significantie (t-waarden), de residuen zijn ge test op autocorrelatie (Durbin-Watson test: D.W.), normaliteit (probability-plots), homo- scedasticiteit en uitbijters. Hierbij dient nog te worden opgemerkt dat de gehanteerde autocorrelatie-coëfficiënten (p) zijn gefixeerd, hetgeen leidt to t een zekere overschatting van de t-waarden.18 Het één en ander heeft geleid tot de volgende schattingsresultaten. Tabel 3. Schattingsresultaten M e th o d e Constante (t) W erkloos heid (t) D u m m y (t) D.W. R 2 L b o jongens GLS p = .8 37.3 (10.1) .375 (3.5) 1.64 .97 meisjes GLS p = .8 43.9 (10.7) .349 (2.9) 18.5 (7.0) 1.65 .97 M avo jongens GLS p = .3 gewogen 81.9 (30.1) .315 (18.6) -1 2 .2 (-5 .2 ) 1.90 .99 meisjes OLS 1 ste verschillen 1.2 (3.0) .238 (2.3) 8.6 (4.7) 1.89 .88 Havo jongens GLS p = .4 gewogen 60.8 (30.7) .573 (11.3) 1.98 .98 meisjes GLS p = .3 gewogen 44.7 (21.4) .444 (8.0) 2.06 .99 Vwo jongens GLS p = .5 77.8 (48.7) .298 (3.0) 1.68 .81 meisjes GLS p = .6 66.0 (32.4) .321 (2.8) 1.56 .84 M bo jongens GLS p = .5 11.1 (7.0) .259 (2.7) 2.31 .62 meisjes GLS p = .2 gewogen 4.1 (4.7) .321 (8.4) 7.7 (3.0) 1.70 .99 T i i r U r h r i f t v o o r A « v r a a g s t u k k e n i r p 7 1 9 8 7 / ^
loosheidscijfer. In deze periode was er nog sprake van een relatief lage werkloosheid, zodat veron dersteld kan worden dat de meetfout vrij klein is. Het berekende jeugdwerkloosheidscijfer is een ge middelde over het afgelopen schooljaar, uitge drukt in procenten van de afhankelijke beroeps bevolking. Een dummy-variabele vangt eenmalige institutionele effecten op welke hebben geleid tot een ‘sprong’ in de afhankelijke variabele. Voor wat betreft de groep lbo-meisjes gaat het om een wijziging in de diplomering. Als gevolg van de afschaffing van een tussentijds diploma neemt het doorstroompercentage af. Immers de genen die het tussentijds diploma behaalden stroomden voor 100% door naar het laatste leer jaar. In het geval van het mavo betreft de dummy de invoering van de Mammoetwet. Gediplomeer
den van het mavo krijgen in 1973 voor het eerst de mogelijkheid tot instroming in het havo. Een mogelijkheid waar in ruime mate gebruik van is gemaakt. De dummy bij de mbo-meisjes heeft betrekking op de invoering van een nieuwe op leiding voor kinderverzorging. Deze nieuwe oplei ding oefende een sterke zuigkracht uit, zodat het aandeel van deze leerlingen in het totale mbo- bestand voor meisjes steeg. Aangezien de door stroom van de kinderverzorgingsopleiding nage noeg nihil is daalde de doorstroom uit het mbo in zijn geheel aanzienlijk.
Helaas kan slechts gebruik worden gemaakt van 18 waarnemingen, zodat geen al te grote precisie van de schattingsresultaten mag worden verwacht. Het deels gebruik maken van een proxy van de variabele jeugdwerkloosheid leidt tot een zekere onderschatting van de bijbehorende regressie- coëfficiënt.16 Ondanks deze bezwaren kunnen wellicht toch voorzichtig enkele conclusies wor den getrokken.
Voor alle groepen bleek een bevredigende specifi catie te vinden. De geschatte coëfficiënten zijn allen significant van nul verschillend. De onver traagde schatting bleek in alle gevallen de beste resultaten op te leveren. Met andere woorden: het effect van werkloosheid op onderwijsdeelname manifesteert zich zonder noemenswaardige ver traging. Blijkbaar reageren potentiële schoolverla ters tamelijk direct op gewijzigde omstandighe den op de arbeidsmarkt. De samenhang tussen de variabele werkloosheid en het percentage door stromers naar een vorm van voltijdonderwijs is het grootst voor het havo. Iedere procentpunt verhoging in de jeugdwerkloosheid leidt tot on geveer een half procentpunt verhoging in het per centage gediplomeerden dat kiest voor een ver volgopleiding in het voltijdonderwijs (mannen
.57, vrouwen .44). De afhankelijkheid tussen de genoemde variabelen is het geringst bij het mbo. Hier blijkt iedere procentpunt verhoging in de jeugdwerkloosheid te leiden tot 1/4 a 1/3 (jon gens = .26, meisjes = .32) procentpunt toename in de doorstroom naar vervolgonderwijs.
De geschatte constantes geven samen met het effect van een ‘natuurlijk werkloosheidsniveau’ (zelfs in een situatie van volledige werkgelegen heid bestaat er nog altijd een geringe werkloos heid in de vorm van frictiewerkloosheid), een in dicatie van een natuurlijk niveau van doorstroom naar een vorm van voltijdonderwijs. Dit is het ni veau waar de doorstroom naar tendeert ten tijde van volledige werkgelegenheid.19 De constante van de groep mavo-meisjes heeft een andere bete kenis. Hier is de waarde 1,2 een aanduiding voor de mate waarin er sprake is van een autonome stijging in het percentage gediplomeerden dat doorstroomt naar een vervolgopleiding. De in de overige specificaties gehanteerde autocorrelatie- coëfficiënt (p) geeft eveneens een indicatie voor zo’n autonome stijging, zolang het natuurlijk ni veau niet is bereikt. In die gevallen is er sprake van een ontwikkeling die in de tijd langzaam weg ebt.
Het effect van werkloosheid op het percentage doorstromers naar vervolgonderwijs blijkt ver schillend voor jongens en meisjes. Bij het lbo, mavo en havo is dit effect voor jongens sterker dan voor meisjes. Bij het havo komt dit het dui delijkst naar voren; daar is het verschil tussen de coëfficiënten het grootst (.57 versus .44). Bij het mavo staat daartegenover dat de trendmatige component bij meisjes veel sterker is dan bij jon gens. Bij het vwo en mbo is de situatie tegenover gesteld aan die bij het lbo, mavo en havo; bij de twee eerstgenoemde groepen is het effect van werkloosheid voor jongens geringer dan voor meisjes. Een afdoende verklaring voor het verschil tussen enerzijds lbo, mavo en havo en anderzijds het vwo en mbo kan vooralsnog niet worden gegeven.
In de vorige paragraaf is gewezen op het bestaan van een wisselwerking tussen werkgelegenheid en onderwijsdeelname. Een verlenging van school loopbanen onder invloed van werkloosheid ver mindert de spanning op de arbeidsmarkt. Tenein de recht te doen aan deze wisselwerking is tevens een simultaan model geschat, waarbij de ontwik keling van de jeugdwerkloosheid afhankelijk is gesteld van het algemene werkloosheidspercen tage (de conjunctuur) en van het percentage ge diplomeerden dat doorstroomt naar een vorm van voltijdonderwijs. Hoewel het aannemelijk is
dat de expansie van onderwijsdeelname de ont wikkeling van de jeugdwerkloosheid heeft ge temperd, bleek deze invloed niet statistisch sig nificant. Dit is een gevolg van het feit dat het jaar lijks aantal gediplomeerden van het secundair on derwijs gering is in vergelijking met de omvang van de jeugdige beroepsbevolking. Hierdoor is de invloed van het keuzegedrag van gediplomeerden op de ontwikkeling van de werkloosheid relatief onbelangrijk.
3. Slot
Het doel van de hier gepresenteerde analyse is het onderzoeken van de relatie tussen schaarstever- houdingen op de arbeidsmarkt en onderwijsdeel name. Aansluitend op de credentials-inflation- opvatting is de hypothese geformuleerd dat ex pansie van onderwijsdeelname te herleiden is tot de ontwikkeling van de werkloosheid en een al gemene trend. Op grond van de bevindingen kan deze hypothese niet worden verworpen. Er blijkt een positief verband te bestaan tussen werkloos heid onder jongeren en het percentage gediplo meerden van het secundair onderwijs dat door stroomt naar een vorm van voltijdonderwijs. Bo vendien blijkt het effect van werkloosheid zich zonder vertraging voor te doen. Naast het effect van werkloosheid blijkt er tevens een trendmatige component in de expansie van onderwijsdeelname te onderkennen.
De bevindingen geven echter wel aanleiding tot enige nuancering van de getoetste hypothese en het achterliggende theoretische concept. De trendmatige component van onderwijsexpansie blijkt te worden begrensd door het bestaan van een natuurlijk niveau van doorstroom. Er zijn derhalve grenzen aan de werking van het compe- titie-inflatie-mechanisme zoals dat omschreven wordt in de credentials-inflation-opvatting. Deze grenzen zijn eind jaren zeventig bereikt. De ver dergaande expansie van onderwijsdeelname begin jaren tachtig moet louter worden toegeschreven aan de ontwikkeling van de werkloosheid. Bij herstel van de werkgelegenheid zal het door- stroompercentage terugkeren naar het natuurlijk niveau. Het gegeven dat het effect van werkloos heid zich zonder vertraging voordoet wettigt de conclusie dat dit effect moet worden opgevat als een ontmoedigingseffect. Het is immers evident dat een dergelijk ontmoedigingseffect zich zon der vertraging zal voordoen.
De praktische betekenis van de gepresenteerde bevindingen ligt op het terrein van de prognoses van leerlingaantallen. Het geen rekening houden met het verband tussen de werkgelegenheids
situatie en onderwijsdeelname kan leiden tot zeer onbevredigende prognoses. De in 1981 door de Commissie Planprocedure uitgebrachte mbo- prognose is hiervan een illustratie.20 De commis sie voorzag een Echte daling van het aantal mbo- leerlingen voor medio jaren tachtig. Onder in vloed van de stijging van de jeugdwerkloosheid nam het leerlingenaantal van het mbo echter in vier jaar tijd toe met 90 000. Het prognostiseren aan de hand van constante doorstroompercenta- ges is in tijden van veranderende arbeidsmarkt- omstandigheden een weinig zinvolle exercitie. Bij het Centraal Planbureau onderzoekt men in middels eveneens de samenhang tussen onderwijs deelname en sociale factoren en spreekt men in dit verband over de endogenisering van het prog nosemodel. Ook zij constateren een significant
discouraged-workers-effect.21 □
Noten
1 . Bron van het gebruikte cijfermateriaal is het CBS, het schooljaar 1984-85 wordt aangeduid met 1984. 2 . Het afwijkende percentage van lbo-meisjes in 1967 is
het gevolg van een toendertijd andere wijze van diplo meren; die van mbo-meisjes vanaf 1974 is het gevolg van de invoering van een nieuwe opleiding voor kin derverzorging.
3 . Zie o.a. R. Collins, ‘Functional and conflict theories o f educational stratification’, American Sociological Review, 1971, vol. 36, blz. 1002-1998; R. Collins, The credential society: a historical sociology o f edu- cation and stratification, New York 1979; R. Bou- don, Education, opportunity and social inequality:
changing prospects in western society, New York
1974 en C.J. Hum, The limits and possibilities o f schooling, Boston 1978.
4 . Hum, o.c., geeft een overzicht van de verschillende standpunten.
5 . Zie I. Berg, Education and jobs; the great training robbery, Boston 1970.
6 . Vgl. J.J. van H oof en J. Dronkers, Onderwijs en ar beidsmarkt, Deventer 1980.
7 . Zie voor Nederland: G.J.M. Conen, F. Huijgen en B.J.P. Riesewijk, ‘De kwalitatieve structuur van de werkgelegenheid in 1960, 1971 en 1977 (I), ESB, 27 april 1983, blz. 361-369 en voor een overzicht van studies m.b.t. de VS: K.I. Spenner, ‘The up grading and downgrading o f occupations: issues, evi- dence and implications for education’, Review o f Educational Research, 1985, vol. 55, blz. 125-154. 8 . Zie o.a. Hum, o.c., Collins (1 9 7 1 ), o.c., Collins
(1 9 7 9 ), o.c. en Boudon, o.c.
9 . Thurow spreekt in dit verband van een ‘job queue’ waarin individuen werden gerangschikt volgens op leiding, zie L.S. Thurow, Generating inequality; mechanisms o f distribution in the U.S. economy, New York 1974.
lO.Zo blijkt dat in Nederland in de jaren zeventig spra ke is van onderbenutting en verdringing van lager opgeleiden door hoger-opgeleiden, zie G.J.M. Conen, F. Huijgen en B.J.P. Riesewijk, ‘D e kwalitatieve
structuur van de werkgelegenheid in 1960, 1971 en 1977 (IT)',ESB, 11 mei 1983, blz. 416-422.
1 1 . Zie J.A. van Kemenade (red.), Onderwijs, bestelen' beleid, Groningen 1981, blz. 200-201.
1 2 . Vgl. Thurow, o .c., blz. 95: ‘When labor is plentiful, hiring characteristics escalate’.
1 3 . Zie P. Barnhouse Walters, ‘Occupational and labor market effects on secondary and postsecondary educational expansion in the United States: 1922 to 19 7 9 ’, American Sociological Review, 1984, vol. 4 9 , blz. 659-671.
1 4 . Zie D.A. Kodde en J.M.M. Ritzen, Vraag naar hoger onderwijs. Eindrapport, Ministerie van Onderwijs en Wetenschappen, Zoetermeer 1986.
1 5 . Efficiency betreft de verhouding tussen de feitelijke en de nominale studieduur.
1 6 . Zie G.S. Maddala, Econometrics, McGraw-Hill, 1979, blz. 159.
1 7 . Bij regressie op eerste verschillen wordt gewerkt met veranderingen in de afhankelijke en de onafhanke lijke variabele tussen tijdstip (t) en tijdstip (t + 1), de constante heeft in dit geval de betekenis van een constante verandering.
18. Zie Maddala, o.c., blz. 280.
19. Vgl. B. Kuhry, J. Passenier en H.E. Ruitenberg, De onderwijsprognose van het Centraal Planbureau, een bijdrage aan het Onderwijszakboek 1986, Centraal Bureau voor de Statistiek (te verschijnen); ‘Zo is er tegen het einde van de jaren ’70 een stabilisatie van de deelnemingscijfers waar te nemen, die wellicht toegeschreven kan worden aan verzadigingsverschijn selen doordat de deelneming is aangeland op het maximale niveau dat bij de bestaande verdeling van intellectuele begaafdheden en de huidige onderwijs structuur mogelijk is.’
2 0 . Zie Commissie Planprocedure, publikatie 18, De leer lingen bij het voortgezet onderwijs, landelijke prog nose 1981-1991, regionale documentatie 1973-1976-
1979, Ministerie van Onderwijs en Wetenschappen,
’s-Gravenhage 1981.
2 1 . Zie B. Kuhry, Het onderwijsmodel Skill, CPB, inter ne notitie no. IV-19, ’s-Gravenhage 18 september 1985.
