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Der Einfluss von Bildungs- und Wirtschaftspolitik auf den Ertrag des Hochschulstudiums in 21 OECD-Ländern

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Zeitschrift für Erziehungswissenschaft Aims and scope Submit manuscript

Zusammenfassung

In diesem Beitrag werden neue Schätzungen der durchschnittlichen privaten Ertragsrate des Hochschulstudiums in 21 OECD-Ländern vorgestellt. Im Jahr 2001 streute die Ertragsrate international erheblich um ihren Durchschnitt von 8½ Prozent – von 4 Prozent für Frauen in Italien bzw. 5 Prozent für Männer in Spanien bis 14 Prozent in Irland. Für den Durchschnitt eines Landes sind Geschlechterunterschiede meist gering. Deutschland bleibt mit einer Ertragsrate von 6¼ Prozent hinter dem OECD-Durchschnitt zurück. Den größten Beitrag zum Studienertrag liefert der im Vergleich zu Nicht-Akademikern höhere Stundenlohn („Lohnprämie“), den größten Kostenblock stellt das während des Studiums entgangene Einkommen dar. Maßgeblich für die Unterschiede zwischen den Ländern sind die Bruttostundenlohnprämie (von 27 Prozent in Spanien bis 91 Prozent in den Vereinigten Staaten und Ungarn), die Studiendauer, die Grenzsteuerbelastung sowie die direkten Kosten des Studiums.

Außerdem wird der Effekt von Politikreformen auf die Ertragsraten gezeigt. Als Ergebnis der simulierten Erhöhung von Studiengebühren um 15 Prozent des durchschnittlichen Bruttojahreseinkommens würde die Ertragsrate um 0,8 bis 1,6 Prozentpunkte sinken (Deutschland: 1,1 Prozent). Dieser Rückgang könnte durch eine Verkürzung der Studiendauer um knapp ein Semester und eine geringere Progression in der Einkommensteuer kompensiert werden.

Abstract

Returns to Higher Education in 21 OECD Countries: The impact of economic and university policies. – We present new estimates of the private internal rate of return (IRR) to Higher Education (HE) in 21 OECD countries. In 2001 the IRR varied considerably across countries, ranging from 4 percent for women in Italy (5 percent for men in Spain) to 14 percent in Ireland. IRR are relatively homogeneous across gender. At 6¼ percent the IRR for Germany falls short of the OECD average (8½ percent). The largest contributor to benefits from HE is the educational wage premium; the largest contributor to costs is foregone income while studying. Cross-country differences in IRR are driven by differences in the wage premium (27 percent in Spain versus 91 percent in Hungary and the United States), in the duration of HE, the marginal tax rate, and direct costs of HE.

We then simulate the effect of policy reforms on the IRR. An increase in tuition fees equivalent to 15 percent of average national income would reduce the IRR by 0.8 to 1.6 percentage points (Germany: 1.1 percent). Shortening the duration of studies by 10 percent and reducing the progressiveness of the income tax schedule would compensate for the fall in the IRR.

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Notes

  1. Erhebliches Potenzial liegt ferner in Qualitätsverbesserungen in allen Stadien der (Aus-)Bildung (vgl. Hanushek/Wößmann 2007 sowie Wößmann 2007). Zur Untersuchung von Qualitätsfragen ist die Datenlage allerdings noch nicht so weit entwickelt. Deshalb stellt dieser Beitrag auf die quantitativ messbare Größe „Bildungsstand“ ab.

  2. Die Ergebnisse lehnen sich an Boarini/Strauss (2007) an, rücken jedoch die Bundesrepublik stärker ins Blickfeld. Außerdem werden die Politiksimulationen in den Abschnitten 4.2 und 4.3 erstmalig präsentiert. Die Darstellung konzentriert sich auf das Jahr 2001, weil für dieses Jahr Daten für die größte Zahl von Ländern verfügbar sind. Boarini/Strauss (2007) berechnen Ertragsraten für den Zeitraum 1991–2005. Für die meisten Länder beschränkt sich der Zeitraum mit verfügbaren Daten aber auf 1994–2001.

  3. Für eine Kritik der bisweilen willkürlichen Wahl der Instrumente vgl. Wößmann 2003.

  4. Das Individuum, das sich aufgrund hoher Akademikereinkommen für ein Studium entscheidet, missachtet, dass viele es ihm gleichtun werden und die resultierende „Absolventenwelle“ die Akademikergehälter drückt. Für Heckman/Lochner/Taber (1999) führt ein Anstieg des Bildungsertrags (z. B. durch höhere Stipendien) zu einer Akademikerwelle, die den Ertragsanstieg vollständig neutralisiert. Schwache Neutralisierungseffekte finden hingegen Lee (2005) und Boarini/Nicoletti/Oliveira Martins (2008).

  5. Hier nehmen wir vereinfachend an, dass die Person ab dem Abitur zu jedem Zeitpunkt Lebenshaltungskosten in Höhe des Nettoeinkommens der Referenzgruppe hat. In der Realität geben Studierende wohl weniger aus als gleichaltrige Personen mit Arbeitseinkommen. Auch stehen meist Eigenmittel zur Verfügung. Dies ändert jedoch nichts an der privaten Ertragsrate („Zinsfuß“). Es ändert sich lediglich der Vergleichsmaßstab zur Beurteilung der Rentabilität des Studiums: Bei vollständiger Eigenfinanzierung wird die Ertragsrate nicht mit dem Kreditzins verglichen, sondern mit dem Zins, den man erzielen würde, wenn man das Geld anlegte.

  6. Eine Liste der verwendeten internationalen Haushaltsdatensätze findet sich in Anhang 1.

  7. Die Referenzgruppe enthält alle Personen mit abgeschlossener Sekundarstufe (Niveaus 3 und 4 der International Standard Classification of Education Degrees). Darunter fallen Abitur, mittlere Reife plus abgeschlossene Berufsausbildung, Abitur plus Berufsausbildung sowie Studienabbrecher.

  8. Da eine Korrektur um den Selektionsbias im vorliegenden Fall nicht nötig ist, wurde diese Problematik im Literaturüberblick weggelassen. Mögliche Probleme wegen Schätzfehlern aus den drei genannten Verzerrungsquellen (Endogenität der Bildungswahl, Heterogenität, Messfehler) bleiben jedoch ungelöst und stellen eine Schwäche unserer Arbeit dar.

  9. Diese Annahme ist dem Datenmangel geschuldet. Eine alternative, ökonomisch plausible, Annahme ist die, dass der Grenzertrag mit zunehmender Studiendauer abnimmt. Diese Alternative wird hier aber nicht gewählt, weil Evidenz dafür besteht, dass gerade das Erreichen des Studienabschlusses besonders einkommenswirksam ist (vgl. Hungerford/Solon 1987). Demzufolge dürfte dem letzten Studienjahr eine besonders hohe Bedeutung zukommen.

  10. Hier könnte man einwenden, dass 2001 ein nicht-repräsentatives Jahr ist, weil im zu Ende gehenden Internet-Boom die Arbeitsmärkte außergewöhnlich angespannt waren. Letzteres trifft zwar zu, und Reallöhne und Beschäftigung haben tatsächlich einen prozyklischen Verlauf, d.h. nehmen im Boom zu und in der Rezession ab. Daraus folgt jedoch nicht Prozyklizität der qualifikatorischen Lohndifferenz. Unseren Ergebnissen zufolge weisen die Lohnprämien (anders als die Beschäftigungsprämien) in den Neunziger Jahren kein konjunkturelles Muster auf. Dasselbe gilt auch für die Ertragsrate insgesamt.

  11. Es gibt noch nicht viele Simulationen der Effekte von Studiengebühren auf die Bildungsrendite in kontinentaleuropäischen Ländern. Zu einer Simulation für die Schweiz vgl. Wolter/Weber 1999.

  12. In der Praxis hätte eine solche Steuerreform wohl vor allem politische Hürden zu nehmen. Erstens senkt die Reform das Steueraufkommen. Zweitens würden nur die Besserverdienenden entlastet.

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Strauß, H., Boarini, R. Der Einfluss von Bildungs- und Wirtschaftspolitik auf den Ertrag des Hochschulstudiums in 21 OECD-Ländern. ZfE 11, 183–213 (2008). https://doi.org/10.1007/s11618-008-0026-2

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