Rekrytering till universitetsstudier -effekter av studiemedelsreformen 2001

Uppsala Unverstet 27/01/07 Natonalekonomska nsttutonen C-Uppsats Rekryterng tll unverstetsstuder -effekter av studemedelsreformen 2001 Författare: Rebecka Cederholm Eln Zetterlund Handledare: Martn Söderström

Sammanfattnng Centrala studestödsnämnden nförde år 2001 en ny studemedelsreform. Den td en ndvd har rätt tll studemedel förändrades nte, men möjlgheten tll förlängnng försvårades. För dem som vll arbeta vd sdan av studerna förbättrades vllkoren avsevärt då frbeloppet nästan fördubblades. Återbetalnngen påbörjas fortfarande vd årsskftet efter avklarade studer, fast stället för att grundas på ndvdens nkomst beror den årlga återbetalnngen bland annat på lånets storlek. Tll följd av reformen avskrvs skulder nte längre då låntagaren fyllt 65, utan hela skulden ska vara återbetalad vd 60 års ålder. Dessa följder har vart ett hett debattämne. Som för de flesta reformer kunde nte en klar framtd ses utan bara förutspås. Effekterna gssades vara både postva och negatva. Med syfte att främst analysera huruvda valet att läsa på unverstetet ändrades och med studestödsreformen har ett slumpmässgt urval av ndvder åldern 20 tll 24 år studerats före och efter reformen. Huvudresultaten tyder på en ökad snedrekryterng framför allt mellan de ndvder som är födda Sverge och de utlandsfödda. De utlandsföddas benägenhet att studera vdare på unverstet verkar ha mnskat och med reformen. Vdare har det nya systemets ökade frbelopp lett tll att fler studenter utnyttjar möjlghet att arbeta under studetden. Nyckelord: utbldnng, studestödsreform, CSN, humankaptal, rekryterng. 1

1. INLEDNING... 3 2. DISPOSITION... 3 3. TEORI... 4 3.1. Humankaptalteorn... 4 3.2. Studemedel som rekryterngsverktyg... 5 4. STUDIEMEDELSSYSTEMETS UPPBYGGNAD... 6 4.1. 1989-2001... 6 4.2. 2001 -... 7 4.3. Jämförelse... 8 5. METOD... 9 6. DATA... 10 7. RESULTAT OCH ANALYS... 15 7.1. Har rekryterngseffekterna förändrats?... 15 7.1.1. Ålder... 16 7.1.2. Kön och cvlstånd... 16 7.1.3. Ekonomsk bakgrund... 16 7.1.4. Socal bakgrund... 17 7.1.5. Bostadsort... 18 7.2. Har studemedelstagandet förändrats?... 20 7.2.1. Ålder... 20 7.2.2. Kön och cvlstånd... 20 7.2.3. Födelseland och bostadsort... 20 7.2.4. Kaptalnkomst... 21 7.2.5. Förvärvsarbete... 21 8. SLUTSATS... 23 9. LITTERATURLISTA... 24 Tabell- och fgurförtecknng Fgur 1. Inkomstalternatv med unverstetsutbldnng (heldragen lnje) och utan (streckad lnje).4 Tabell 1.Varabelöverskt, medelvärde och standardavvkelse, för samtlga ndvder..14 Tabell 2. Varabelöverskt, medelvärde och standardavvkelse, för studerande med studemedel...14 Tabell 3. Studerande: Parameterestmat, robusta standardfel, p- och z-värden för probt- och OLS-modeller för åren 1997 och 2002.19 Tabell 4. Logartmerat studemedel: Parameterestmat, robusta standardfel, p- och t-värden för mnstakvadratmodeller för åren 1997 och 2002 22 2

1. Inlednng Målet med studestödssystemet Sverge är att möjlggöra studer för alla oavsett ekonomsk och socal bakgrund. V har en relatvt lång tradton av att bstå studenter med ekonomsk hjälp. År 1919 nfördes studelån för första gången och 1957 tllades även den allmänna bdragsdelen. Studenter mellan 16 och 18 år kunde då få 34 kronor bdrag varje månad. 1 Sedan dess har studestödssystemet genomgått många förändrngar och den senaste studestödsreformen trädde kraft 2001. Konsekvenserna av denna är av ntresse för blvande och nuvarande studenter och även för samhället stort. Syftet med denna uppsats är huvudsaklgen att undersöka om reformen har medfört förändrngar rekryterngen tll unverstetsstuder för ndvder åldersgruppen 20 tll 24. Dessutom undersöks om detta har lett tll förändrngar mängden studemedel som tas. Har effekterna av faktorerna ålder, kön, cvlstånd, härkomst, förvärvsarbete och kaptalnkomst påverkats? Om förändrngar har skett, hur stora är de och vad kan de bero på? 2. Dsposton Denna uppsats nleds med en dskusson av humankaptalteorn och tdgare ltteratur om rekryterng tll eftergymnasala studer. Sedan följer en kort genomgång av hur studemedelssystemet såg ut Sverge före och efter 2001. Därefter presenteras data och de varabler som valts. Undersöknngen denna uppsats nnefattar två delar, den första en mnstakvadratregresson (OLS) och en probtregresson för att undersöka vad som förklarade en ndvds beslut att läsa på unverstetet före och efter reformen. I den andra delen görs en OLS-regresson med det logartmerade studemedlet som beroende varabel. Med detta undersöks skllnader och lkheter mellan hur mycket studemedel studenter tog nnan och efter 2001. 1 Centrala studestödsnämnden (2006), Om CSN. 3

3. Teor 3.1. Humankaptalteorn Humankaptalteorn applceras ofta dskussonen krng beslut om utbldnng. Enlgt denna teor måste det fnnas tllräcklga nctament för att studera vdare efter gymnaset. Tll exempel måste lönen efter utbldnngen vara så pass hög att den kompenserar för ndvdens studekostnader. 2 Fgur 1. Inkomstalternatv med unverstetsutbldnng (heldragen lnje) och utan (streckad lnje). Inkomst B A Ålder Fgur 1 bdrar tll att llustrera ndvdens utbldnngsbeslut. Då ndvden står nför detta beslut kan denne tänka sg två nkomstalternatv. Den streckade lnjen står för lönekurvan hos en person som väljer att nte studera vdare på högskola eller unverstet och stället börjar arbeta drekt efter gymnaset. Den heldragna står för lönekurvan hos personen som väljer att fortsätta sna studer efter gymnaset och således nte har någon ntal arbetsnkomst. Om avkastnngen på utbldnngen, B, är större än den förlorade nkomsten under studetden, A, säger teorn att ndvden väljer vdareutbldnng. 3 2 Björklund.m. fl. (2002), s. 124. 3 Ibd., s. 124 ff. 4

Gvetvs är fguren ovan en förenklng av verklgheten. När lönsamheten av unverstetsstuder kalkyleras bör även hänsyn tas tll faktorer som studemedel och möjlga arbetsnkomster vd sdan av studerna. 4 Därför borde förändrngar studemedel även påverka utbldnngsbeslutet. Tll exempel, när bdragsdelen av studemedlet ökar, bör yta A, studernas alternatvkostnad, mnska eftersom bdraget är en nkomst utan återbetalnngskrav. Samtdgt om ndvder väljer att ta mer lån så bör yta B, studernas fnansella avkastnng, mnska när mer pengar måste betalas tllbaka framtden. Ett ökat frbelopp ger vdare möjlghet för studerande att mnska yta A. 3.2. Studemedel som rekryterngsverktyg Efter gymnaset, kan studemedel ses som ett utbldnngspoltskt hjälpmedel som genererar möjlgheter, ekonomskt sett, för ndvdens fortsatta utbldnng. Reuterberg och Svensson delar n studemedlets rekryterngsfunkton två nvåer. Den lägre nvån går ut på att studemedlet medverkar tll att fler vll läsa på unverstet, vlket författarna kallar det generella målet med studemedelssystemet. Den högre nvån nnefattar att stödet ska ha en rekryterande effekt för att motverka snedfördelnngen tll fortsatta studer, vlket är det selektva rekryterngsmålet. 5 Det senare målet nnebär att studemedlet ska skapa goda utskter tll förlängd utbldnng oberoende av faktorer som kön, ålder, bostadsort, ekonomsk och socal bakgrund. Ekonomsk bakgrund nbegrper ndvdens nkomst före eventuell fortsatt utbldnng och socal bakgrund omfattar ndvdens etnska bakgrund och föräldrarnas utbldnng. 6 Både före och efter studemedelsreformen har det svenska systemet främst vart utformat efter det generella målet nämnt ovan. Alla studerande har möjlghet tll lka stort stöd, bortsett från den ekonomska prövnngen som gäller den egna nkomsten och förmögenheten. För de ndvder mellan 20 och 24 ges nga extra bdrag form av studemedel tll de mer behövande, stället ska särsklda behov uppfyllas av andra förmånssystem. Barnbdrag och bostadsbdrag kan därför vara av specellt stor betydelse för dessa. 7 Reuterberg och Svensson menar att med ett generellt studestöd kan den överbryggande effekten bl betydlgt sämre än med stöd som har ett selektvt rekryterngsmål. Detta beror på att de personer som nte påverkas av 4 Björklund och Kjellström (1994), s. 311. 5 Reuterberg och Svensson (1992), s. 27. 6 Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. s. 8, 21. 7 Ibd., s. 9. 5

studemedel utan skulle ha börjat studera även utan studemedel tar en stor del av de begränsade resurser som fnns. Denna del av resurserna bdrar följaktlgen nte tll att motverka snedrekryterngen. 8 Det fnns självfallet väldgt många faktorer som påverkar om en ndvd väljer att studera på unverstet eller nte. Exempel på omständgheter är arbetsmarknadsstuatonen, lönesättnngen och antalet studeplatser. Det går trots detta att ttta på hur delar av studestödssystemet kan tänkas påverka rekryterngen tll högskolestuder. 4. Studemedelssystemets uppbyggnad 4.1. 1989-2001 Studerande hade nnan studestödsreformen möjlghet tll max 240 veckor av studemedel, vlket motsvarar 12 termner av heltdsstuder, form av lån och bdrag. Vd särsklda skäl kunde denna td förlängas. 9 Bortsett från förvärvsnkomst, var rätten tll studemedel oberoende av föräldrarnas förmögenhet och egen fnansell egendom. För att kvalfcera för studelån krävdes det att den studerande var svensk medborgare och under 45 år gammal. Bdragsdelen av studemedlet uppgck tll crka 29 procent av totalbeloppet, det vll säga lån och bdrag tllsammans. 10 År 1997 tlldelades studestöd för hel- och halvtdsstuder. Under vårtermnen kunde en heltdsstuderande tjäna 23 595 kronor, vlket motsvarar 25 016 kronor 2002 års pennngvärde, utan att det påverkade studemedlet. 11 Totalt under vår- och hösttermnerna 1997 var det maxmala studemedelsbeloppet 63 704 kronor, varav 17 708 var bdrag. 12 Det totala beloppet 2002 års pennngvärde var 67 541 kronor och motsvarande bdragsdel 18 775 kronor. 8 Reuterberg och Svensson (1992), s. 30 f. 9 Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. s. 56. 10 Swedsh Mnstry of Educaton and Scence (1993), s. 64 ff. 11 E-mal den 21/12 2006 från Peder Björk, analytker vd Centrala studestödsnämnden. 12 Centrala studestödsnämnden (2006), Övrg statstk. 6

Återbetalnng påbörjades 6 månader efter avklarade studer och storleken var 4 procent av ndvdens nkomst. Som en generell regel skulle lånen betalas tllbaka nnan ndvden var 65 år gammal. Vd denna ålder skrevs de eventuella kvarstående lånen av. 13 4.2. 2001 - Efter reformen är studerande som är svenska medborgare fortfarande berättgade 240 veckors studemedel vd heltdsstuder och endast vd synnerlga skäl kan denna td förlängas. En heltdsstuderande får ha en nkomst på 47 375 kronor utöver studemedlet under vårtermnen 2002. 14 Precs som tdgare varerar storleken på frbeloppet beroende på för hur många veckor och för vlken studetakt den studerande har studemedel. Efter reformen kan de studerande bevljas studemedel nte bara för 50 och 100 procent av heltd utan också för studer 75 procents takt. 15 I det nya studemedelssystemet kan personer få studemedel fram tll att de fyller 50 år. I samband med reformen ntroducerades även den så kallade lånetrappan som medför en begränsnng äldre studenters rätt tll studelån. Detta medför att från och med att en person fyllt 41 kan denne låna högst 220 veckor och antalet veckor en ndvd har möjlghet att låna mnskar sedan med 20 för varje år. I och med reformen ökade studemedlets bdragsdel tll crka 35 procent av totalbeloppet. 16 Det maxmala studemedelsbeloppet under vår- och hösttermnerna år 2002 var 66 520 kronor, varav 22 880 kronor bestod av bdrag. Vdare har återbetalnngsreglerna för studelån förändrats. Lån tagna efter 2001 betalas varje år av med ett årsbelopp. Detta belopp baseras på skuldens storlek, antal år avbetalnngen förväntas pågå och den tdsenlga räntan. Även ett uppräknngstal på 2 procent som är det samma som regerngens nflatonsmål nkluderas beräknngen. Lånen ska betalas tllbaka på 25 år eller senast då låntagaren fyller 60 år och återbetalnngen påbörjas vd årsskftet 6 månader efter avklarade studer. 17 13 Statstska Centralbyrån (2000), s.146 ff. 14 Centrala studestödsnämnden (2002). 15 Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. s. 27. 16 Ibd., s. 104. 17 Centrala studestödsnämnden (2006), Blanketter och nformatonsmateral. 7

4.3. Jämförelse Reformen 2001 har medfört flera förändrngar, samtdgt som många lkheter fnns kvar. Den td en ndvd har rätt tll studemedel har nte förändrats, men möjlgheten tll förlängnng har försvårats. För dem som vll arbeta vd sdan av studerna har vllkoren förbättrats avsevärt då frbeloppet nästan fördubblats samband med reformen. Maxåldern för att bevljas studemedel har ökat från 45 tll 50 år, samtdgt som lånetrappan har nförts och begränsat lånemöjlgheten för äldre studenter. Återbetalnngen påbörjas fortfarande vd årsskftet efter avklarade studer, men kraven har skärpts. Istället för att grundas på ndvdens nkomst beror den årlga återbetalnngen bland annat på lånets storlek. Tll följd av reformen avskrvs skulder nte längre då låntagaren fyllt 65, utan hela skulden ska vara återbetalad vd 60 års ålder. Enlgt CSN:s rapport skulle vssa av de förändrngar som gjorts och med reformen kunna påverka rekryterngen tll högre studer på ett postvt sätt. Bdragets ökade andel av totalbeloppet och den nya studetakten för deltdsstuderande med studemedel nämns som tänkbara sådana. Övrga ur rekryterngssynpunkt postva förändrngar som nämns denna rapport berör endast de studenter som är 25 år eller äldre. 18 De förändrngar studemedelssystemet som kan försämra rekryterngseffekterna är främst de skärpta återbetalnngsreglerna och de strktare reglerna för förlängnng av peroden med studemedel. I CSN:s rapport menas det att möjlgt negatva förändrngar återbetalnngsreglerna ersätts approxmatvt med öknngen av bdragsdelen. De tdgare avskrvnngarna av lån ses som en subventon, och med det nya systemet får alla studenter en del av detta genom det höjda bdraget. 19 18 Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. s. 16 ff. 19 Ibd., s. 10. 8

5. Metod För att kunna se vad som påverkar om en ndvd mellan åldern 20 och 24 väljer att studera vdare efter gymnaset har en OLS-modell valts. Denna modell mnmerar summan av de kvadrerade resdualerna och skapar därgenom användbara, förväntansrktga och konsekventa resultat. 20 Modellen består av flera oberoende varabler som tllsammans ger en förklarande bld av vår beroende varabel. I en OLS-modell där den beroende varabeln är bnär, fnns det vssa rsker att skattnngar hamnar utanför 0 och 1 vd en regresson. Därför, vd sdan av en vanlg OLS-regresson, har v valt att även nkludera en probtregresson för att gardera oss mot cke-förväntansrktga resultat. Probtmodellen försäkrar att alla skattnngar hamnar nom ntervallet 0 tll 1. Det är då margnaleffekterna av varje oberoende varabel på den beroende som rapporteras. 21 Dessa skattnngar ska vara så lka OLS-skattnngar som möjlgt, men kan vara svårtolkade. Analysen görs därför med hjälp av koeffcenterna från OLS-modellen om dessa nte skljer sg sgnfkant från margnaleffekterna probtmodellen. Nedan följer den slutgltga ekvatonen, Ekvaton (1), där är ndvdndex. STUDERANDE + β KOMMUN = β + β ÅLDER + β KVINNA + β GIFT + β NORDEN + β EUOECD + β ÖVRIGAVÄRLDEN 6 10 1 7 1 +... + β 300 2 KOMMUN 290 3 + β STORSTAD + β KAPITAL 8 + ε 4 9 5 (1) När fokus följande del rktas mot studestödets storlek hos dem som studerar, är en OLSmodell passande även här. Eftersom vår beroende varabel, mängden studestöd som tagts, nte är bnär, behövs ngen ytterlggare modell för att gardera mot felskattnngar. Studemedel har logartmerats då detta ger möjlghet att tolka och analysera de förklarande varablernas påverkan på den beroende varabeln procentform. Den fastställda ekvatonen för denna regresson fnns nedan, Ekvaton (2), där är ndvdndex. LNMEDEL = β + β ÅLDER + β KVINNA + β GIFT + β NORDEN + β EUOECD + β ÖVRIGAVÄRLDEN 7 1 2 + β STORSTAD + β LÖN 8 3 9 4 + β KAPITAL 10 5 + ε 6 (2) 20 Wooldrdge (2006), s. 583f. 21 Ibd., s. 38 ff. 9

Utfrån Whtes test påträffas heteroskedatctet modellerna. Med hjälp av STATA görs regressonernas standardfel robusta och detta problem övervnns. Kontroller för multkollnjärtet vsar att detta nte har påverkat modellerna. 6. Data För att genomföra undersöknngen används data från LINDA (Longtudnal INdvdual Data for Sweden) för åren 1997 och 2002. 22 Från dessa data har v valt ut samtlga ndvder mellan 20 och 24 år. Denna målgrupp är ntressant för vårt syfte och genom att välja 1997 och 2002 fnns det nte några ndvder som ngår båda årens datamängder, urvalen kan således betraktas som oberoende. För att möjlggöra relevanta regressoner har data omarbetats och nya varabler skapats. Uppsatsens huvudsyfte är att undersöka vad som påverkar att en person väljer att studera vdare efter gymnaset före och efter studestödsreformen. Den beroende varabeln, STUDERANDE, är bnär och antar värdet ett om en person studerar, annars noll. För att kategorseras som studerande krävs att studemedel mottagts vd mnst ett tllfälle under det undersökta året. I uppsatsens andra del ämnar v undersöka hur mängden studemedel den studerande väljer att ta har förändrats. Den beroende varabeln denna modell är logartmerat studemedel/-hjälp, lån och bdrag, LNSTUDIEMEDEL. 22 Edn och Fredrksson (2000). 10

För att genomföra undersöknngen har tllgänglga och relevanta bakgrundsfaktorer valts. Utfrån uppsatsens syfte har v funnt följande varabler ntressanta: ÅLDER Ålder (20-24). KVINNA Dummyvarabel som antar värdet ett för kvnnor. GIFT Dummyvarabel som antar värdet ett för gfta. NORDEN Dummyvarabel för födelseland som antar värdet ett för ndvder födda Norden förutom Sverge. EUOECD Dummyvarabel för födelseland som antar värdet ett för ndvder födda länder tllhörande EU och OECD förutom de nordska länderna. 23 ÖVRIGA VÄRLDEN Dummyvarabel för födelseland som antar värdet ett för ndvder födda utanför EU och OECD-länder. STORSTAD Dummyvarabel för boendeort som antar värdet ett för boende storstad. 24 KOMMUN1-KOMMUN290 Dummyvarabler för kommun. LÖN Lönenkomst. KAPITAL Inkomst av kaptal (ränta och utdelnng). 25 STUDIEMEDEL Studemedel/-hjälp, lån o. bdrag. FÖRVÄRVSARBETE Dummyvarabel som antar värdet ett för ndvder som förvärvsarbetar. Samtlga nkomstmått är beräknade tusentals kronor för att lättare kunna avläsa koeffcenterna. Vdare är de angvna 2002 års pennngvärde för att underlätta jämförelser mellan åren. Angående dummyvarabeln som antar värdet ett för de ndvder som arbetar och lönenkomstvarabeln ska det nte glömmas bort att dessa gäller både för arbete parallellt med studerna och för arbete under sommaren. Att vssa studerande hade höga arbetsnkomster kan bero på att de under det aktuella året studerat under en termn och arbetat under den andra. Det bör också nämnas att de ndvder som nvandrat tll Sverge nbegrper både de som blvt svenska medborgare och de som har kvar stt tdgare medborgarskap. Någon åtskllnad 23 (2002) Storbrtannen och Nordrland, Australen, Belgen, Frankrke, Grekland, Irland, Italen, Japan, Kanada, Luxemburg, Nederländerna, Nya Zeeland, Portugal, Schwez, Spanen, Tyskland, USA, och Österrke (LINDA,2002). 24 1997 antar STORSTAD värdet ett då ndvden bor Stockholmslän, Malmöhus eller Göteborg och Bohuslän. 2002 antar varabeln värde ett då ndvden bor Stockholmslän, Skånelän eller Göteborg- och Bohuslän - Västragötalandslän. (Selander) 25 Statstska Centralbyrån (2006). 11

mellan dessa kunde nte göras. Detta kan leda tll en något sned skattnng uppsatsens första modell. De ndvder utan svenskt medborgarskap var nte berättgade studemedel från CSN under de undersökta åren och därmed kan de nte kategorseras som studerande denna uppsats. Vdare tas hänsyn regressonerna tll kommunen ndvder bodde men dessa resultat redovsas nte explct vår analys. Olycklgtvs saknades tllgång tll vss relevant nformaton nför vår frågeställnng. Övrga varabler v önskat nkludera vår regresson var föräldrarnas utbldnngsnvå, samt deras etnska bakgrund och ekonomska stuaton. Dessa bdrar tll en förklarng av vår målgrupps socala och ekonomska bakgrund. Då sådan nformaton nte fanns tllgänglg hoppas v att de befntlga varablerna lyckades fånga upp en del av denna, samtdgt som v är medvetna om att modellerna skulle ha mycket högre förklarngsvärde med tllgång tll mer omfattande data. Vdare är undersöknngsåret 2002 nte optmalt då anpassnngstden efter nförandet av reformen vart så kort. För att få en överblck på dessa faktorer fnns nedan två tabeller med medelvärde och standardavvkelse för samtlga ndvder (Tabell 1) och för endast de som studerar med studemedel (Tabell 2). Medelåldern för ndvderna datamängden var för samtlga stckprovet crka 22 år under de båda åren och för de studerande något lägre. Hälften av personerna var kvnnor och detta vsar på välbalanserad data. I Tabell 2 syns det att under båda åren var det en större andel kvnnor som studerade än män. Omkrng 4 procent av samtlga ndvder var gfta och detta skljer sg nte mellan de undersökta åren. Bland de stckprovet som studerar var det ungefär hälften så många gfta som bland samtlga personer och det fnns ngen nämnvärd skllnad mellan åren. Andelen utlandsfödda hade ökat från år 1997 tll 2002 den övergrpande datamängden. I Tabell 2 syns det däremot att med undantag för ndvder födda övrga världen hade andelen utlandsfödda mnskat bland dem som studerar. Att bo storstad hade blvt något vanlgare hos samtlga ndvder. Bland de studerande var det en mndre andel som bodde storstäderna även om andelen hade ökat även här. Hur mycket studemedel som ndvderna tagt under de undersökta åren är självfallet lägre då de slås ut på samtlga ndvder jämfört med endast de studerande. Bland dessa hade 12

studemedlet de tog emot, som anges 2002 års pennngvärde, ökat något mellan åren. Andelen förvärvsarbetande hade ökat mellan 1997 och 2002, specellt bland studenterna, där en öknng med knappt 20 procentenheter skett. Även årsmedellönen hade ökat hela gruppen med över 20 000 kronor. Även bland studenterna hade en kraftg öknng av lönen skett, från knappt 30 000 kronor per år medelförvärvsnkomst tll drygt 47 000 kronor. Räntan och utdelnngen av kaptal hade mnskat bland personerna stckprovet samtdgt som sprdnngen blvt mndre. De studerande hade högre kaptalnkomst de båda åren jämfört med hela stckprovet och även för dem har denna nkomst blvt lägre och mer jämt fördelat. Längst ner Tabell 1 syns det att andelen studerande hade ökat från att 1997 vart drygt 40 procent tll knappt 43 procent år 2002. 13

Tabell 1.Varabelöverskt, medelvärde och standardavvkelse, för samtlga ndvder. Tabell 2. Varabelöverskt, medelvärde och standardavvkelse, för studerande med studemedel. 1997 2002 1997 2002 VARIABEL Medelv. Medelv. VARIABEL Medelv. Medelv. (Std.av.) (Std.av.) (Std.av.) (Std.av.) OBSERVATIONER 18428 17409 OBSERVATIONER 7298 7464 22.076 22.000 21.800 21.864 ÅLDER (1.415) (1.406) ÅLDER (1.384) (1.395) 0.499 0.485 0.558 0.547 KVINNA (0.500) (0.500) KVINNA (0.497) (0.498) 0.041 0.040 0.020 0.023 GIFT (0.198) (0.195) GIFT (0.140) (0.151) 0.009 0.013 0.006 0.004 NORDEN (0.096) (0.111) NORDEN (0.076) (0.063) 0.008 0.010 0.007 0.006 EUOECD (0.092) (0.097) EUOECD (0.081) (0.077) 0.088 0.107 0.084 0.106 ÖVRIGA VÄRLDEN (0.284) (0.309) ÖVRIGA VÄRLDEN (0.278) (0.308) 0.365 0.403 0.357 0.389 STORSTAD (0.482) (0.491) STORSTAD (0.479) (0.488) 15.262 16.937 38.537 39.505 STUDIEMEDEL (24.815) (25.103) STUDIEMEDEL (25.651) (24.048) 0.535 0.655 0.286 0.480 FÖRVÄRVSARBETE (0.499) (0.475) FÖRVÄRVSARBETE (0.452) (0.500) 71.393 93.353 30.031 47.129 LÖN (75.222) (85.692) LÖN (34.731) (45.148) 1.288 0.951 1.682 1.203 KAPITAL (6.220) (4.970) KAPITAL (6.465) (3.863) 0.396 0.429 STUDERANDE (0.489) (0.495) 14

7. Resultat och analys 7.1. Har rekryterngseffekterna förändrats? Studemedlets lägre rekryterngsnvå som tdgare nämnts nnebär att studestödet ska leda tll en ökad efterfrågan på högre utbldnng. 26 År 1997 var det drygt 40 procent av ndvderna som studerade med studestöd och 2002 utgjorde samma grupp knappt 43 procent. Att se denna öknng som en effekt av den genomförda reformen kan vara rskabelt då det totala antalet studenter kan ha många anlednngar. Tdgare nämnda orsaker är antal studeplatser, stuatonen på arbetsmarknaden och lönesättnngen. 27 Tabell 3 nedan vsar resultaten från skattnngar av Ekvaton (1) som följande stycken kommenteras och analyseras. I tabellen redovsas parameterestmat, standardfel samt p- och z- värden av probt- och OLS-regressoner för de undersökta åren. I analysen används uttryck som statstskt säkerställda resultat och statstskt sgnfkanta koeffcenter. När de 95- procentga konfdensntervallen är sklda mellan de undersökta åren leder detta tll ett statstskt säkerställt resultat. För att göra tabellerna mer överskådlga utelämnas konfdensntervallen från dessa. Då p-värdet av en varabels koeffcent är mndre än 0.01 är denna sgnfkant på enprocentsnvån, det vll säga att den förklarande varabeln påverkar den beroende med 99 procents säkerhet. Om p-värdet stället överskrder 0.1 benämns koeffcenten som cke-sgnfkant och således antas nte den oberoende varabeln förklara varatonen av den beroende. Vdare bör nämnas att tolknng av alla resultat förutsätter ceters parbus, allt annat lka. Längst ner tabellen presenteras också modellernas förklarngsgrad. Genom att studera dessa går det att se att en större del av varatonen huruvda en person studerar eller nte förklaras av modellen för 1997, 11.8 procent jämfört med 9.9 procent år 2002. En förklarng tll detta är att övrga varabler som nte ngår modellen har ett större förklarngsvärde år 2002. Exempel på sådana kan vara föräldrarnas etnska bakgrund, utbldnngsnvå och ekonomska stuaton. 26 Reuterberg och Svensson (1992), s. 27. 27 Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. s.16 ff. 15

7.1.1. Ålder Ålderns nverkan på huruvda en ndvd valde eftergymnasala studer före och efter studestödsreformen har förändrats något för vår målgrupp under de undersökta åren. Både år 1997 och 2002 mnskade sannolkheten att en person studerade ju äldre denne blev. Denna faktors negatva effekt var däremot mndre 2002 jämfört med 1997. Resultaten som är statstskt säkerställda vsar således på att äldre ndvder studerade högre utsträcknng 2002 jämfört med 1997. En möjlg förklarng tll detta är att fler studenter efter reformen valde att skjuta upp sna studer för att kunna jobba hop en summa pengar och därmed nte behövde ta lka stora lån efter reformen, då lånevllkoren blvt något sämre. 7.1.2. Kön och cvlstånd Innan reformen var 44 procent av kvnnorna och 35 procent av männen studerande med studemedel. Sannolkheten att studera vdare var större hos kvnnor än hos män. Efter reformen såg stuatonen lknande ut och snedrekryterngen verkar tll och med ha blvt större. Skllnaden mellan åren är nte statstskt säkerställd men tyder på en ökad sannolkhet för kvnnor att studera vdare på unverstetet. Under de undersökta åren påverkades utbldnngsbeslutet negatvt av att vara gft. År 1997 mnskade sannolkheten att studera vdare med nästan 20 procent för en gft person. Resultaten är nte statstskt säkerställda men pekar på att denna effekt blvt något mndre efter reformen. Att detta skulle bero på de förändrngar som skett studestödssystemet är dock svårt att se. 7.1.3. Ekonomsk bakgrund Kaptalnkomst är den varabel modellen som har bdragt tll att mäta den studerandes ekonomska bakgrund. Denna varabel ger en god mätnng av ndvdens kaptaltllgångar och ger dessutom sgnaler om hur välbärgad ndvdens famlj är. Bland personer de åldrar som undersökts är det mycket trolgt att kaptalet erhållts genom föräldrarna. Det bör därför vara möjlgt att tolka en stor kaptalnkomst som en god ekonomsk bakgrund. Således är det rmlgt att ju större kaptalnkomst studenten hade desto större möjlghet fanns hos föräldrarna att ge ekonomsk hjälp. 16

Det selektva rekryterngsmålet säger att den ekonomska bakgrunden nte ska påverka valet att studera vdare på unverstet och att det är en av studestödets huvuduppgfter att nå detta mål. 28 I den skattade modellen framgår det att nkomsten av kaptal hade betydelse utbldnngsvalet för båda åren. Punktskattnngarna pekar på att det för både 1997 och 2002 var knappt en halv procents större sannolkhet att studera på unverstet eller högskola för varje tusen kronor en person hade kaptalnkomst. Detta tyder på att de förändrngar studemedelsreformen nnebar nte påverkar det selektva målet och att personer med en god ekonomsk bakgrund vd båda undersöknngsåren hade större sannolkhet att läsa på unverstetet. 7.1.4. Socal bakgrund Det fanns nte möjlghet att se föräldrarnas utbldnngsnvå som är en vktg ndkator för att mäta ndvders socala bakgrund. Vdare kunde det nte ses om personerna urvalet var andra eller tredje generatonens nvandrare, vlket kan ses som en väsentlg del av den etnska bakgrunden. Däremot fanns möjlghet att analysera hur utbldnngsvalet påverkades av att en ndvd var första generatonens nvandrare. Att vara nvandrad från Norden mnskade sannolkheten för eftergymnasalutbldnng både före och efter studestödsreformen. I och med förändrngen av studemedelssystemet är det statstskt säkerställt att denna sannolkhet hade sjunkt. Innan reformen var det drygt 13 procent mndre sannolkhet att en nvandrare från Norden valde att studera jämfört med dem som bott Sverge sen födseln. Efter reformen hade denna sffra fördubblats. Detta kan upplevas som ett överraskande resultat att effekten var mest negatv för dem som kom från våra närmaste grannländer. En förklarng tll detta kan vara att dessa sökte sg tll Sverge för att arbeta och nte för att studera på unverstet. Att vara nvandrare från EU och OECD länder mnskade också sannolkheten för unverstetsstuder. Undersöknngen tyder på att sannolkheten mnskat och med reformen. Resultatet är nte statstskt säkerställt men punktestmaten vsar på att det 1997 var nära 10 procents mndre sannolkhet för unverstetsstuder för utlandsfödda från denna grupp jämfört med svenskfödda. År 2002 pekar punktskattnngen på en mnsknng av sannolkheten med 9 procentenheter. Följden av att vara nvandrad från övrga världen är nte heller säkerställd 28 Reuterberg och Svensson (1992), s. 27. 17

men skattnngarna tyder på att sannolkheten för unverstetsstuder hos denna grupp har gått från att vara postv år 1997 tll att nte påverka studebeslutet alls under 2002. Det senare året var nte varabeln statsktskt sgnfkant och kan därför nte sägas ha haft någon nverkan på beslutet att studera vdare. Tllsammans vsar dummyvarablerna för härkomstland att studestödsreformen förde med sg negatva rekryterngseffekter för åldersgruppen 20 tll 24 år. Samtlga nvandrargrupper hade lägre sannolkhet att fortsätta sna studer på unverstetsnvå år 2002 jämfört med 1997 och den hårdast drabbade gruppen var de som nvandrat från våra grannländer. Detta resultat pekar på att det selektva rekryterngsmålet ur denna synpunkt blvt svårare att uppnå med det nya studemedelssystemet. Att nvandrng från länder som nte tllhör Norden, EU eller OECD nte påverkat om en person väljer att studera vdare eller nte efter reformen bör dock ses som postvt. 7.1.5. Bostadsort Resultaten tyder på att boende storstad nte påverkar utbldnngsvalet. Ingen av åren var denna varabel sgnfkant ens på 10 procentsnvån. Detta kan verka förvånande då det antaglgen fnns fler utbldnngsmöjlgheter ju större staden är. En förklarng tll detta skulle kunna vara att kommunvarablerna som kontrolleras modellerna fångar upp den varaton som annars skulle vsa sg storstadsvarabeln. 18

Tabell 3. Studerande: Parameterestmat, robusta standardfel, p- och z-värden för probt- och OLSmodeller för åren 1997 och 2002. 1997 2002 PROBIT OLS PROBIT OLS Varabel df/dx P-värde Koef. P-värde df/dx P-värde Koef. P-värde (Stdf) {z} (Stdf) {t} (Stdf) {z} (Stdf) {t} ÅLDER -0.057 0.000-0.052 0.000-0.033 0.000-0.030 0.000 (0.003) {-21.27} (0.002) {-21.29} (0.003) {-11.69} (0.003) {-11.54} KVINNA 0.103 0.000 0.093 0.000 0.115 0.000 0.107 0.000 (0.007) {13.68} (0.007) {13.43} (0.008) {14.67} (0.007) {14.59} GIFT -0.209 0.000-0.197 0.000-0.194 0.000-0.186 0.000 (0.016) {-10.51} (0.016) {-12.04} (0.018) {-9.30} (0.018) {-10.11} NORDEN -0.147 0.000-0.134 0.000-0.299 0.000-0.278 0.000 (0.035) {-3.76} (0.033) {-4.06} (0.025) {-8.12} (0.026) {-10.57} EUOECD -0.101 0.013-0.096 0.009 -.0188 0.000-0.185 0.000 (0.038) {-2.49} (0.037) {-2.63} (0.035) {-4.68} (0.037) {-5.05} ÖVRIGA 0.042 0.005 0.042 0.003 0.006 0.667 0.005 0.678 VÄRLDEN (0.015) {2.80} (0.014) {2.99} (0.013) {0.43} (0.013) {0.41} STORSTAD -0.024 0.938-0.177 0.548-0.016 0.966 0.264 0.175 (0.311) {-0.08} (0.295) {-0.60} (0.371) {-0.04} (0.195) {1.35} KAPITAL 0.003 0.001 0.003 0.000 0.003 0.092 0.003 0.091 (0.001) {3.25} (0.001) {3.70} (0.002) {1.69} (0.002) {1.69} KONSTANT 1.576 0.000 0.632 0.000 (0.251) {6.27} (0.085) {7.50} Kontrollerat för kommun Ja Ja Ja Ja Antal obs. 18359 18428 17351 17409 Pseudo R2 0.092 Just. R2 0.118 Pseudo R2 0.075 Just. R2 0.099 19

7.2. Har studemedelstagandet förändrats? I Tabell 4 redovsas de skattade koeffcenterna från Ekvaton (2). Tll skllnad från ovan har OLS-modellen för 2002 ett något högre förklarngsvärde än den för 1997, 22.2 procent jämfört med 21.9. Det kan betyda att de cke-observerade soco-ekonomska faktorerna förklarar en större del av varatonen studemedlets storlek år 1997 än 2002. Som tdgare nämns tolkas alla resultat med förutsättnng av ceters parbus, allt annat lka. 7.2.1. Ålder Inlednngsvs kan v se att ndvdernas ålder under 2002 nte längre påverkade mängden studemedel som togs lka postvt som år 1997. Punktskattnngarna pekar på en förändrng från knappt 28 procent mer lån för varje år äldre de var, tll nästan 26 procent. Denna utvecklng är nte statstsk säkerställd på 95 procentsnvån. 7.2.2. Kön och cvlstånd Kvnnor tog mer studemedel än män och trots att det är nte statstskt säkerställt tycks snedfördelnngen ha ökat mellan undersöknngsåren. En hypotes är att män arbetade mer än kvnnor och därgenom nte behövde lka mycket studelån. Resultaten motbevsar detta, då kvnnor som studerade var förvärvsanställda något större utsträcknng än män, 29 jämfört med 27 procent år 1997, en skllnad som ökat år 2002 då motsvarande sffror stället var 50 mot 46 procent. Detta försvårar analysen av varför kvnnorna även höjt stt studemedelsntag. Den negatva effekten av att vara gft verkar ha stgt. Förändrngen är nte statstskt säkerställd men punktestmaten tyder på dem som var gfta 2002 tog något mndre studelån än vad de gfta gjorde 1997. 7.2.3. Födelseland och bostadsort De studenter som 1997 kom från de länder som benämns övrga världen tog enlgt punktskattnngen crka 10 procent mndre studemedel jämfört med de svenskfödda studenterna och ungefär en halv procentenhet mndre 2002. Denna skllnad är mycket lten och nte statstsk säkerställd, därför är det svårt att knyta an det tll studemedelsförändrngen. Intressant är dock att från att ha en säkerställd negatv koeffcent 1997, så var härkomsten från EU- eller OECD-land ej sgnfkant under 2002. Detta tyder på att studerande nvandrare från dessa länder nte hade ett annorlunda beteende denna fråga än de som var födda Sverge. Att komma från ett nordskt land påverkade nte hur mycket studemedel den 20

studerande tog något av de undersökta åren. Vdare tyder punktskattnngarna på att den negatva effekten av att bo en storstad hade mnskat år 2002. 7.2.4. Kaptalnkomst Av ytterlggare ntresse är hur ndvdens kaptalnkomst påverkade storleken på det tagna studestödet. Både år 1997 och 2002 tog studerande något mndre studemedel för varje tusen kronor kaptalnkomster. Koeffcenterna Tabell 4 tyder på att kaptalnkomsterna fått något större betydelse för hur mycket studemedel en person väljer att ta. Det enda som går att säga med säkerhet är dock att dessa nkomster påverkar studemedelstagandet negatvt de båda undersökta åren. 7.2.5. Förvärvsarbete En betydlgt större andel av studenterna var anställda år 2002 jämfört med 1997 vlket förmodlgen har sn förklarng det höjda frbeloppet. Enlgt CSN:s rapport påverkar frbeloppets storlek arbetet bland studerande på två sätt. För det första får ett ökat frbelopp ett större antal studenter att söka arbete och för det andra har de studenter som redan är förvärvsanställda möjlghet att öka sn sysselsättnngsgrad. Hur många av studenterna som arbetar och vlket utsträcknng beror naturlgtvs också på den aktuella stuatonen på arbetsmarknaden. Det fnns argument för och emot reglerngen av hur mycket de studerande får tjäna utan att studestödet påverkas. Argument mot att höja gränserna är detta skulle kunna medföra sämre studeresultat då ett ökat arbetande bland studenter kan påverka studerna negatvt. 29 Ett argument för ett höjt frbelopp är att det ökade frbeloppet ger de studerande större möjlghet att påverka den egna ekonomn. Resultaten från CSN:s undersöknng vsar att det höjda frbeloppet nte ökade andelen studenter som arbetade under termnerna utan endast höjde sysselsättnngsgraden hos dem som redan arbetade. 30 Som tdgare nämnts kan nte vår undersöknng ursklja om studenterna arbetar på sommaren eller under termnerna. Dock vsar resultaten denna uppsats en annan bld än den från CSN, då en betydlgt större andel av de studerande åldern 20 tll 24 år arbetade 2002 än nnan studestödsreformen. År 1997 var andelen 29 procent och 2002 utgjorde samma grupp 48 procent. Bland dessa hade genomsnttslönen 2002 års pennngvärde växt från crka 30 000 kronor tll drygt 47 000 kronor. Den ökade lönen har trolgtvs 29 Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. s.38 f. 30 Ibd. 21

sn förklarng att ett större antal av de anställda studenterna valde att arbeta fler tmmar då deras studestöd nte påverkades av detta. I Tabell 4 syns det att hur mycket en student tjänar efter reformen hade mndre betydelse för hur mycket studestöd denne valde att ta. Skllnaden är nte stor mellan åren men att den fnns är statstskt säkerställt. Tabell 4. Logartmerat studemedel: Parameterestmat, robusta standardfel, p- och t-värden för mnstakvadratmodeller för åren 1997 och 2002. 1997 2002 Varabel Koef P-värde Koef. P-värde (Stdf) {t} (Stdf) {t} ÅLDER 0.276 0.000 0.255 0.000 (0.007) {37.60} (0.007) {36.63} KVINNA 0.085 0.000 0.126 0.000 (0.019) {4.41} (0.018) {6.96} GIFT -0.270 0.000-0.280 0.000 (0.069) {-3.94} (0.060) {-4.68} NORDEN 0.158 0.153-0.127 0.367 (0.110) {1.43} (0.141) {-0.90} EUOECD -0.271 0.030-0.149 0.193 (0.125) {-2.17} (0.114) {-1.30} ÖVRIGA VÄRLDEN -0.099 0.006-0.105 0.001 (0.036) {-2.75} (0.033) {-3.18} STORSTAD -0.064 0.001-0.036 0.049 (0.020) {-3.23} (0.018) {-1.97} LÖN -0.007 0.000-0.005 0.000 (0.000) {-22.50} (0.000) {-22.11} KAPITAL -0.011 0.000-0.014 0.000 (0.002) {-5.07} (0.002) {-6.05} KONSTANT -2.487 0.000-1.973 0.000 (0.165) {-15.10} (0.157) {-12.54} Antal obs. 7 298 7 464 Just. R2 0.219 0.222 22

8. Slutsats Slutsatsen kan dras att vssa förändrngar utbldnngsbeslutet och studemedelsmängden har skett för vår målgrupp efter studestödsreformen 2001. Dessa förändrngar kan bero på de omställnngar reformen har nneburt, men också på andra faktorer samhället som tll exempel arbetsmarknadsstuatonen, lönesättnngen och antalet studeplatser. Andelen studerande har ökat från 40 tll 43 procent, vlket är en framgång för det generella rekryterngsmålet. Då den postva effekten på studebeslutet av kaptalnkomst var oförändrad, kan detta tolkas som ett svagt msslyckande av det selektva rekryterngsmålet. Även om detta resultat nte är statstskt säkerställt bör den dock nämnas. Undersöknngens resultat vsar att för ndvder som är födda utanför Sverge, särsklt för nordska nvandrare, har sannolkheten för unverstetsstuder mnskat år 2002 jämfört med 1997, vlket är statsktskt säkerställt. Vdare vsar resultaten att äldre ndvder nom målgruppen studerade högre utsträcknng efter reformen. Av stort ntresse kan det höjda frbeloppets påverkan vara. Utöver detta har nga säkerställda skllnader mellan åren httats. V kan se att 2002 hade det mndre betydelse hur mycket en student tjänar för mängden studestöd denne valde att ta jämfört med 1997. Antalet arbetande hade stgt markant och deras genomsnttlga lön hade ökat. Dessa resultat kan ses som tecken på att den ökade ekonomska frheten det nya frbeloppet nneburt är ett välkommet sätt för studenter att mnska alternatvkostnaden för sn utbldnng. Hur öknngen av förvärvsarbete påverkar deras studeprestatoner undersöks dock nte denna uppsats. 23

9. Ltteraturlsta Björk, Peder, analytker vd Centrala studestödsnämnden, e-mal den 21/12 2006. Björklund, Anders.m. fl. (2002), Arbetsmarknaden. Stockholm:SNS förlag. Björklund, Anders och Kjellström, Chrstan.(1994), Avkastnngen på utbldnng Sverge 1968 tll 1961 I Robert Erksson och Jan O. Jonsson (ed.), Sorterng skolan Studer av snedrekryterng och utbldnngens konsekvenser. Stockholm:Carlssons Bokförlag. Centrala studestödsnämnden (2006), Blanketter och Informatonsmatral: Att betala tllbaka annutetslån. http://www.csn.se/avdelnngar/aterbetalare/lanefter30jun2001/lanefter30jun2001. asp?menyidnr=39. [2006-11-20]. Centrala Studestödsnämnden (2002), Blanketter: Studemedelsbelopp för studer Sverge. http://www.tskola.haparanda.se/tskola/blanketter/studemedelsbeloppprocent20sverge. pdf. [2006-12-05]. Centrala studestödsnämnden (2006), Om CSN Korta fakta. http://www.csn.se/avdelnngar/omcsn/kortafakta/kortafakta.asp?menyidnr=1356. [2006-12-14]. Centrala studestödsnämnden. Uppföljnng av 2001 års studestödsreform. http://www.csn.se/avdelnngar/omcsn/rapporterochremsser/rapporterochremsse r.asp?menyidnr=1341. [2006-11-04]. Centrala Studestödsnämnden (2006), Övrg Statstk: Studemedlets storlek. http://www.csn.se/avdelnngar/omcsn/statstk/ovrgstatstk/ovrgstatstk.asp?me nyidnr=333. [2006-12-05]. Edn, Per-Anders och Fredrksson, Peter. (2000), LINDA: Longtudnal INdvdual Data for Sweden. Uppsala. Reuterberg, Sven-Erc och Svensson, Allan. (1992), Socal bakgrund - studestöd och övergång tll högrestuder. Stockholm:Allmänna förlaget. Selander, Pebbe (2003), Länskoder. http://lnda.nek.uu.se/l%e4nskoder.pdf. [2006-11-20]. Statstska Centralbyrån (2006), Fakta om statstken. http://www.scb.se/templates/publkaton 44112.asp. [2006-12-05]. Statstska Centralbyrån (2000), Sweden 2000 A knowledge socety. Halmstad:Bulls Tryckeraktebolag. Swedsh Mnstry of Educaton and Scence (1993), The Swedsh Way Towards a Learnng Socety. Stockholm:Norstedts Trycker AB. Wooldrdge, Jeffrey M. (2006), Introductory Econometrcs: A Modern Approach. OH:Thomson South-Western. V tackar Martn Söderström och Peder Björk för all tllhandahållen hjälp. 24