Houding van docenten tegenover fusies van hogescholen in Vlaanderen en hun gevolgen

Transcriptie

1 Houding van docenten tegenover fusies van hogescholen in Vlaanderen en hun gevolgen Jef C. Verhoeven Centrum voor Onderwijssociologie KU Leuven E. Van Eventstraat, 2b 3000 Leuven Geert Devos Vlerick Leuven Gent Management School Bellevue, Ledeberg (Gent) geert.devos@vlerick.be Paper voor de Marktdag Sociologie van 22 mei 2003 in Nijmegen (Nederland)

2 2 Houding van docenten tegenover fusies van hogescholen in Vlaanderen en hun gevolgen. Jef C. Verhoeven Geert Devos 1. Inleiding Onder impuls van het decreet van 13 juli 1994 is het aantal hogescholen in Vlaanderen drastisch gereduceerd. Van de 164 instellingen in 1992 blijven er in het academiejaar nog 22 over. Hoewel het decreet hogescholen niet verplichtte om te fuseren, was vooral de invoering van een nieuwe financieringsregeling voor veel instellingen een krachtige stimulans om een fusie aan te gaan met andere hogescholen. Het decreet voerde een enveloppesysteem in, waarbij de hogescholen zelf verantwoordelijk werden gesteld voor het aanwenden van hun eigen middelen. De overheid hoopte op die manier een meer efficiënt gebruik van middelen te verwezenlijken. Daarenboven zou de controle voor de overheid eenvoudiger worden en het onderwijsaanbod duidelijker en meer gestroomlijnd. Het decreet beoogde ook de hogescholen meer bestuurskracht te geven en meer autonomie. De hogescholen zouden zelf meer strategische keuzes kunnen maken, hun eigen aanbod promoten en veranderingen in het onderwijslandschap opvangen, zoals bijvoorbeeld elearning. De hogescholen zouden zich ook beter internationaal kunnen profileren en zich inschakelen in internationale netwerken. De overheid verlangde via het decreet ook dat de scholen meer systematisch taken inzake wetenschappelijk onderzoek en maatschappelijke dienstverlening zouden opnemen, m.a.w. de weg van de academisering inslaan. Uit eerder onderzoek is gebleken dat fusies niet zonder problemen verlopen en dat de vooropgestelde moderne, dynamische en professionele organisatie die wordt beoogd, niet zonder meer wordt bereikt. McHugh & Kyle (1993) wezen erop dat een fusie een stressvol proces is, een proces met veel weerstand en problemen. In Vlaanderen betekende de fusie voor meerdere hogescholen niet enkel een andere naam of een nieuw overkoepelend hogeschoolbestuur maar ook de confrontatie met nieuwe opleidingen, soms verandering van gebouw, van campus enz.. Het was dan ook niet voor de hand liggend dat men aan een dergelijke onderneming begon. Niet alleen is de weg tot de fusie vaak geplaveid met problemen, ook het verhoopte product zal niet altijd volledig worden bereikt. Zoals uit meerdere onderzoeken blijkt zijn er geen eenduidig te interpreteren gevolgen van fusie aan te stippen (Fielden, 1991; Halter & Gullerud, 1995; Patterson, 2000). Bijna alle variabelen in het onderzoek van Halter & Gullerud (1995) blijken soms in positieve en iets frequenter in negatieve zin te veranderen na de fusie. Een ander aspect is dat fusies geen momentane gebeurtenissen zijn maar processen van lange adem (Goedegebuure, 1992; Goedegebuure en Meek, 1991). Martin & Samels (1994) spreken van een postfusie consolidatie en groei naar gemeenschap. Gedurende dit proces zou volgens deze auteurs de echte fusie zich voltrekken, technisch en cultureel. De tijdsperiode die nodig is voor dergelijke dynamiek wordt door hen geschat op vijf jaar. Het moment waarop de fusie wordt onderzocht moet bijgevolg in rekening worden gebracht. Deze paper zal zich echter niet zozeer inlaten met de problemen tijdens het tot stand komen van de fusie, dan wel met de appreciatie van de fusie en bepaalde gevolgen van de fusie ongeveer vijf jaar na de formele fusie.

3 3 Bij een proces van innovatie is het belangrijk om te weten of de deelnemers zich goed voelen bij de verandering. Dit vormt de eerste vraag. Vervolgens beschrijven we of het onderwijspersoneel tevreden is over zijn dagelijkse arbeid. Dit heeft uiteraard enige band met de fusie zoals we ook zullen vaststellen. Een vrees die dikwijls leeft bij vernieuwingen is dat dit aanleiding geeft tot meer werk. Wij hebben ook deze vraag onderzocht en meer bepaald een onderscheid gemaakt tussen een toename van de administratieve belasting, van het aantal onderwijsuren en stage-uren en van de arbeid in het algemeen. Samen met de fusie werd door de wetgever ook een stimulans gegeven om de academisering van de hogescholen te bevorderen. Wij vroegen ons af of volgens het onderwijspersoneel dit proces wel degelijk kon worden opgestart tijdens een fusieproces. Verder zullen we nagaan of de belofte dat gefuseerde hogescholen meer financiële of didactische middelen zouden krijgen door het onderwijspersoneel ook zo wordt ervaren en of er meer werd geïnvesteerd in studiebegeleiding, nieuwe centrale taken (op hogeschool niveau) en kwaliteitsverbetering. En als laatste vraag onderzoeken we in deze paper of de centrale administratie van de hogeschool de docenten aanzet om meer aandacht te besteden aan maatschappelijke dienstverlening en wetenschappelijk onderzoek. Fusies nemen echter verschillende vormen aan en daarom is het belangrijk na te gaan of deze verschillende vormen ook een verschillende waardering krijgen van de docenten. Daarom gaan voorgaande vragen samen met enkele andere vragen die peilen naar verschillen tussen hogescholen en verschillende organisatorische kenmerken van hogescholen. Vanuit een beleidsstandpunt is het interessant te weten of er verschillen zijn waar te nemen tussen de opvattingen van het onderwijspersoneel van hogescholen met een verschillende juridische structuur (er zijn immers organisatorische verschillen tussen autonome, vrije en provinciale hogescholen). Ook relevant voor deze vraagstelling zijn de volgende organisatorische kenmerken van de hogescholen: de omvang van de nieuwe hogeschool, de wijze waarop de fusie is tot stand gekomen (inter- of intra-departementale fusie), de heterogeniteit van het studieaanbod van de hogeschool, de geografische spreiding van de departementen, de plaats van de respondent in het bestuur van de hogeschool, het soort studieveld waarin de respondent werkzaam is. Andere kenmerken die wellicht ook enige betekenis kunnen hebben voor het oordeel van het onderwijspersoneel over de wijze waarop zij de fusie beleefden zijn de volgende: leeftijd, geslacht, rang of functieniveau, tijdelijke of benoemde positie, voltijdse of deeltijdse opdracht, diploma, leeftijd en anciënniteit? 2. Methode Het onderzoek omvatte een kwalitatief en een kwantitatief luik. In het kwalitatief onderzoek is eerst een verticale analyse gemaakt waarin vijf casestudies van hogescholen zijn ontwikkeld op basis van gesprekken met algemeen directeurs, verantwoordelijken van centrale diensten en departementshoofden van de betrokken hogescholen. De vergelijking van de casestudies heeft geleid tot een horizontale analyse, waarbij een aantal fusie-effecten en hun beïnvloedende factoren volgens de beleidsvoerders zijn geïdentificeerd en beschreven. In dit artikel worden deze fusie-effecten en de beïnvloedende factoren niet weergegeven. Het kwantitatief luik betreft een uitgebreide survey bij 773 docenten uit 11 hogescholen met behulp van een schriftelijke vragenlijst (die tweemaal werd aangeboden om de respons te vergroten). Om de afwijkingen in de verdeling van de respondenten over de verschillende

4 4 juridische structuren van de hogescholen en het geslacht van de respondenten te corrigeren, werden de data per hogeschool gewogen. In deze survey is onder meer gepeild naar de tevredenheid van de docenten over de fusie, naar hun arbeidstevredenheid en een aantal belangrijke variabelen zoals de inspraak en de integratie in de hogeschool. Voor de meeste variabelen werden Likertschalen ontworpen, zoals zal blijken uit de resultaten hieronder. Vier van de vijf hogescholen uit de casestudies werden ook betrokken in de survey. Een hogeschool uit de casestudies weigerde mee te werken aan de survey. In deze paper zullen we uitsluitende gebruik maken van een deel van de resultaten van de survey. Zoals hierboven reeds beschreven beperken we de analyse tot enkele vragen die een beeld geven van de tevredenheid over en enkele resultaten van de fusie die door de wetgever beoogd werden. Vragen over inspraak, samenwerking en de betekenis van de sociale omgeving van de hogescholen van de fusie worden niet besproken. 3. Onderzoeksresultaten 3.1. Zijn docenten tevreden over de fusies Hierboven werd reeds door andere onderzoekers vastgesteld dat de fusie van instellingen voor hoger onderwijs niet zonder problemen verloopt en dat dit dikwijls voor gevolg heeft dat docenten niet erg gelukkig zijn met de fusie. Dit hebben wij ook hier vastgesteld. Op een schaal van 1 tot 5 scoren de docenten gemiddeld 2,4 (α = 0,85). Anders uitgedrukt: ongeveer 70 % van de docenten zijn ontevreden of zeer ontevreden. Tabel 3.1. Tevredenheid over de fusie (score 1 tot 5) N X Totaalscore tevredenheid over de fusie 462 2,40 0,86 Resultaat van de fusie 537 2,70 1,17 De fusie-operatie 520 2,50 1,08 Werking van het departement 537 3,12 1,12 Inspraak in het fusieproces 514 1,98 1,04 Meer tevreden als docent 524 2,08 1,16 Meer tevreden over hogeschool 517 2,16 1,20 Het meest uitgesproken is de houding van de respondenten tegenover de mogelijkheid tot inspraak in de fusie; de gemiddelde score is hier nog geen 2 op 5. Aan het andere uiteinde van het continuüm ligt de uitspraak: tevredenheid over de werking van het departement tijdens de fusie, maar het blijft ook hier een lage score (3,12 op 5). Deze tevredenheid verschilt van hogeschool tot hogeschool (F (9,512) = 4,88; p<0,001). Een tweetal katholieke hogescholen (G en E) en een provinciale hogeschool (J) scoren relatief hoog wat de tevredenheid over fusie betreft, maar hun score is niet hoger dan 2,84. De gemiddelde score voor tevredenheid over de fusie daalt tot 2,2 of minder in de provinciale Hogeschool K, de autonome Hogeschool A en de katholieke Hogeschool D. Spijts de enige indicaties van hierboven zijn er geen significante verschillen qua tevredenheid over de fusie al naargelang de juridische structuur van de hogescholen (F (2,533) = 1,63; p = 0,197). Dit is wel het geval voor de grootte van de hogeschool: middelgrote (tussen en studenten) ( X = 2,37) en grote (meer dan studenten) hogescholen ( X = 2,36) scoren significant lager dan de respondenten uit kleinere hogescholen ( X = 2,61; F (2,533) = 4,57; p

5 5 = 0,011). Ook de heterogeniteit van het aanbod binnen de verschillende hogescholen houdt verband met de tevredenheid over de fusie: zeer heterogene hogescholen (6 of meer studiegebieden) scoren significant lager wat tevredenheid over de fusie betreft dan minder heterogene hogescholen (tot en met 5 studiegebieden; t = 5,23; df = 460; p < 0,001). Analyse van de gemiddelde tevredenheid over de fusie per studiegebied laat zien dat respondenten binnen de studiegebieden Gezondheidszorg (score= 2,78) en Onderwijs (score = 2,69) minder ontevreden zijn over de fusie dan het onderwijzend personeel uit de andere studiegebieden. Respondenten uit de studiegebieden Sociaal-agogisch werk (score = 2,23), Architectuur (score = 2,23) en vooral Industriële Wetenschappen en Technologie (score = 2,18) tonen zich het minst tevreden over de fusie (F (5,465) = 6,48; p<0,001). Vrouwen melden een significant hogere tevredenheid over de fusie dan mannen (t = -3,622; df = 460; p < 0,001): de gemiddelde score van de vrouwen is 2,6 tegenover 2,3 bij mannen. De variabele leeftijd (binnen de groep docenten die de fusie hebben meegemaakt) vertoont geen significant verband met tevredenheid over de fusie (Pearson s r = -0,03; p = 0,526; N = 458). Het is dan ook niet verwonderlijk dat ook het aantal jaar dat docenten verbonden zijn met de hogeschool geen verband houdt met de tevredenheid over de fusie (Pearson s r = 0,01; p = 0,994; N = 459). De gemiddelde tevredenheid over de fusie van de houders van een diploma van één cyclus ligt beduidend hoger dan de tevredenheid over de fusie van houders van andere diploma s (F (3,525) = 5,63; p = 0,001). We vinden bovendien een significante negatieve correlatie tussen het hoogst behaalde diploma en de tevredenheid over de fusie: hoe hoger het behaalde diploma, des te lager de tevredenheid over de fusie (Spearman s rho = -0,130; p = 0,006; N = 444). Het was niet onredelijk te verwachten dat benoemde en voltijdse docenten toch nog iets positiever zouden staan tegenover de fusie. Dit klopt echter niet. Benoemde respondenten zijn even (on)tevreden over de fusie als de tijdelijk aangestelde respondenten (t = 0,457; df = 441; p = 0,648). Wanneer we de respondenten groeperen naar de omvang van de opdracht (voltijds vs. deeltijds) vinden we geen noemenswaardige verschillen (t = - 0,298; df = 458; p = 0,766). Wel wordt er een groot verschil vastgesteld tussen de docenten van de één-cyclus-opleidingen en dezen van de twee-cycli-opleidingen: docenten uit één-cyclus-opleidingen (score = 2,51) zijn significant meer tevreden met de fusie dan docenten uit twee-cycli-opleidingen (score = 2,19) (t = 4,24; df = 427; p<0,001). Verder is er een significant verband tussen het functieniveau van de lesgevers en tevredenheid met de fusie (F (4,480) = 5,32; p < 0.001). De lectoren (score = 2,5), maar vooral de praktijklectoren (score = 2,68) zijn minder ontevreden over de fusie dan de assistenten 1 (score = 2,31), docenten (score = 2,29) en de (iets kleinere groep) van hoofddocenten 2 (score = 1,9). Het al of niet zetelen in een interdepartementale raad heeft ook een betekenis voor de tevredenheid over de fusie: respondenten die op deze manier bij de werking van de hogeschool zijn betrokken, zijn globaal iets meer tevreden over de fusie en de gefusioneerde hogeschool (t = 2,331; df = 451; p = 0,02). Vervult men een coördinerende functie dan is men ook meer tevreden over de fusie (t = 2,3; df = 452; p = 0,02). 1 Deze categorie vertegenwoordigt zowel de praktijkassistenten, artistiek assistenten en de eigenlijke assistenten. 2 Tot de categorie docenten worden ook de artistiek docenten gerekend. Binnen de groep hoofddocenten vinden we ook één gewoon hoogleraar terug.

6 6 Tabel 3.2. Deelname aan interdepartementale raad of coördinerende functie en tevredenheid over de fusie (score 1 tot 5) N X Interdepartementale raad 99 2,58 0,82 Niet-deelname interdepartementale raad 354 2,35 0,87 Totaal 453 2,40 0,86 Coördinerende functie 180 2,52 0,84 Geen coördinerende functie 274 2,33 0,88 Totaal 454 2,40 0,86 Fusies binnen de fusie 3 geven geen aanleiding tot een grotere tevredenheid over de fusie (t = -0,906; df = 438; p = 0,365). De fusie had voor heel wat docenten ook voor gevolg dat zij hun werk in een andere arbeidsomgeving moesten realiseren. Wij hebben drie vormen onderscheiden: - les op een andere campus (t = 3,79; df = 450; p < 0,001) - les op meerdere campussen (t = 0,5; df = 442; p = 0,616) - les in meerdere departementen (t = 0; df = 444; p = 1) Het verschil tussen de gemiddelde tevredenheid over de fusie bij docenten die sinds de fusie lesgeven op een andere campus en zij die deze verandering niet hebben meegemaakt, is significant: de eerste groep (die sinds de fusie lesgeeft op een andere campus; score = 2,68) is significant meer tevreden over de fusie dan de tweede groep (score = 2,31). Het feit dat men lesgeeft op meerdere campussen of in meerdere departementen heeft geen merkbare invloed op de tevredenheid over de fusie. Dit is eveneens zo voor de respondenten die sinds de fusie de campus delen met andere departementen (t = -1,06; df = 439; p = 0,288) Zijn de docenten tevreden over hun arbeid. Ontevredenheid over de fusie betekent niet automatisch dat docenten ontevreden zijn over hun arbeid. Wij vonden een score van 3,48 op een schaal die loopt van 1 tot 5 (α = 0,86). In vergelijking met de tevredenheidsmeting over de fusie vinden we hier een veel meer tevreden docenten, nl. 54% is (zeer) tevreden, en 21% is (zeer) ontevreden. Nochtans is deze score ook weer niet hoog te noemen. De gemiddelde score voor arbeidstevredenheid voor andere organisaties is 3,7 (Devos, Vanderheyden, Van den Broeck, 2001), wat toch hoger is dan het cijfer van de docenten in de hogescholen. Tabel 3.3. Arbeidstevredenheid van docenten en deelitems (score 1 tot 5) N X (totaalscore) arbeidstevredenheid 761 3,48 0,97 Ik zou anderen aanraden werk te zoeken zoals het mijne 701 3,23 1,24 Ik zou anderen aanraden om in onze hogeschool te werken 718 3,22 1,16 Als ik de kans had zou ik van baan veranderen** 728 2,12 1,31 Ik ben erg tevreden over mijn hogeschool 751 3,20 1,17 3 Met fusie binnen de fusie wordt departementale fusie bedoeld. Deze situatie doet zich voor als de respondent deel uitmaakt van een departement dat is samengesteld uit verschillende groepen docenten uit verschillende vroegere hogescholen.

7 7 Ik voel mij goed als docent in deze hogeschool 754 3,60 1,13 Andere hogescholen lijken mij een betere werkomgeving te bieden** <0,01 Net zoals bij de tevredenheid over de fusie zijn er merkwaardige verschillen vast te stellen tussen de hogescholen wat arbeidstevredenheid betreft. De provinciale Hogeschool K (score = 3,01) scoort wat de gemiddelde arbeidstevredenheid betreft rond het middelpunt, dit is iets lager dan de andere hogescholen. De autonome Hogeschool C scoort (3,93) dan weer hoger dan gemiddeld. Een relatief lage arbeidstevredenheid vinden we ook in Hogeschool B (score = 3,39), Hogeschool D (score = 3,29) en Hogeschool A (score = 3,24). Deze verschillen zijn significant (F (10,759) = 5,42; p < 0.001). Katholieke hogescholen (3,6) scoren hoger dan autonome (3,38) of provinciale (3,22) hogescholen (F (2,759) = 7,14; p < 0,001) wat betreft arbeidstevredenheid. Ook de heterogeniteit van het onderwijsaanbod van de hogescholen levert verschillen op inzake arbeidstevredenheid tussen de hogescholen: hoe heterogener het aanbod in een hogeschool hoe lager de gemiddelde arbeidstevredenheid van de respondenten (Spearman s rho: - 0,203; N = 749; p < 0,001). De schaalgrootte van de hogescholen daarentegen heeft weinig betekenis voor de arbeidstevredenheid: docenten van grote hogescholen (score = 3,38) zijn wel minder tevreden dan docenten van middelgrote (score = 3,55) en kleinere hogescholen (score = 3,51) (F(2,759) = 2,67; p = 0,07), maar het verschil is niet significant. De arbeidstevredenheid ligt ook verschillend in de verschillende studiegebieden (F (9,731) = 2,87; p = 0,002). In de studiegebieden Toegepaste Taalkunde, Onderwijs en Gezondheidszorg is de gemiddelde arbeidstevredenheid hoger dan 3,6. Aan de andere pool bevinden zich de respondenten binnen de studiegebieden Industriële Wetenschappen en Technologie, Audiovisuele & Beeldende Kunst en Muziek & Dramatische Kunst (gemiddelde arbeidstevredenheid <= 3,3). Vrouwen zijn duidelijk meer tevreden dan mannen (t = -3,53; df = 759; p < 0,001): zij scoren 3,62 op 5, terwijl de mannen 3,37 behalen. Ook zijn er verschillen naar leeftijd wat betreft de mate van algemene arbeidstevredenheid (Pearson s r = - 0,207; N = 756; p < 0,001): hoe ouder de respondenten, des te minder tevreden zijn ze. Opvallend is de relatief lage arbeidstevredenheid (< 3,3, N = 485) van de leeftijdscategorie 41 tot 55 jaar in vergelijking met de leeftijdscategorie 26 tot 30 jaar (tevredenheid > 3,8, N = 62). In dezelfde lijn vinden we een negatief verband tussen het aantal jaren verbonden aan de hogeschool en de mate van arbeidstevredenheid (Pearson s r = -0,219; N = 753; p < 0,001). In het kader van deze studie over de fusies is het uiteraard interessant te weten of en in welke mate het meegemaakt hebben van de fusie een rol speelt bij deze lagere arbeidstevredenheid van oudere respondenten. Dit blijkt te kloppen. De groep respondenten die de fusie niet heeft meegemaakt is significant meer tevreden (tevredenheid = 3,88) dan de groep die de fusie wel meemaakte (arbeidstevredenheid = 3,32; t = - 7,921; df = 442; p < 0,001). Ook de opleiding van de docenten blijkt een rol te spelen bij de arbeidstevredenheid. De houders van een diploma hoger onderwijs één-cyclus (score = 3,68) scoren merkelijk hoger dan de houders van een doctoraat (score = 3,28) of de houders van een diploma hoger onderwijs twee-cycli (score = 3,37) (F (3,749) = 3,28; p = 0,021). 4 Enkel de mediaan wordt hier gegeven: bijna 30% van de respondenten is het oneens met deze uitspraak (categorie 2). Voor deze vraag wordt geen gemiddelde berekend, de benadert de nulwaarde.

8 8 Benoemde respondenten zijn gemiddeld minder tevreden over hun arbeidssituatie dan tijdelijke respondenten (t = -7,33; df = 715; p < 0,001). Na controle voor leeftijd blijft het benoemd of tijdelijk aangesteld zijn van de respondent een significante invloed uitoefenen op de arbeidstevredenheid. Bij het samen opnemen van deze twee onafhankelijke variabelen in hetzelfde model wordt het verschil in arbeidstevredenheid tussen benoemde en tijdelijk aangestelde respondenten weliswaar iets kleiner (van 0,5 naar 0,4). Belangrijker lijkt de vaststelling dat het leeftijdseffect verdwijnt (F = 1,48; df = 3; p = 0,219). Ook de omvang van de opdracht van de respondenten blijkt de arbeidstevredenheid van hen te raken: voltijdse respondenten (score = 3,42) scoren significant lager dan deeltijdse respondenten (score = 3,6; t = -2,41; df = 429; p = 0,016). Respondenten die lesgeven in één-cyclus-opleidingen (score = 3,55) zijn significant meer tevreden dan respondenten die lesgeven in twee-cycli-opleidingen (score = 3,28) (F (2,735) = 5,94; p = 0,003). Na controle voor de invloed van de variabele hoogst behaalde diploma blijkt het lesgeven in één-cyclus- of twee-cycli-opleidingen niet meer significant te verschillen (F (1,699) = 0,12; p = 0,73). Afhankelijk van het functieniveau van de respondent varieert de mate van arbeidstevredenheid vrij sterk: een relatief lage tevredenheid vindt men bij hoofddocenten (score = 3,09) en assistenten (score 3,26), tegenover een hoge mate van tevredenheid bij de praktijklectoren (score = 3,85)(F (4,703) = 6,39; p < 0,001). Het al of niet zetelen in een interdepartementale raad (t = -1,7; df = 749; p = 0,089) en het uitoefenen van een coördinerende functie (t = -1,56; df = 745; p = 0,119) raken de arbeidstevredenheid niet zichtbaar. De gemiddelde arbeidstevredenheid van respondenten die naar aanleiding van de fusie van de hogescholen ook een departementale fusie hebben doorgemaakt, verschilt significant van de arbeidstevredenheid bij respondenten die deze specifieke overgang niet hebben doorgemaakt (t = - 7,419; df = 759; p < 0,001). Een min of meer grote proportie nieuwe collega s bij een departementale fusie heeft anderzijds geen enkel effect op de arbeidstevredenheid van de betrokken respondenten (Pearson s r = 0,036; p = 0,639; N = 169). Veranderingen in plaats van tewerkstelling omwille van de fusie heeft echter geen merkbare invloed op de arbeidstevredenheid. Wie sinds de fusie lesgeeft op een andere campus (t = 0,506; df = 540; p = 0,613), lesgeeft op meerdere campussen (t = -1,375; df = 529; p = 0,170), lesgeeft in meerdere departementen (t = 0,183; df = 531; p = 0,855) en lesgeeft in meerdere hogescholen (t = 0,832; df = 530; p = 0,389) is niet significant minder of meer tevreden dan de categorieën respondenten die deze veranderingen niet hebben doorgemaakt. Tot slot moet nog worden aangestreept dat de variabele tevredenheid over de fusie een zeer sterke en significante samenhang met de arbeidstevredenheid vertoont: naarmate de tevredenheid over de fusie toeneemt neemt ook de arbeidstevredenheid toe (R² = 27,7%) Is de administratieve belasting sedert de fusie toegenomen? De toename van administratieve belasting sinds de fusie wordt door de respondenten 5 erg hoog ingeschat: op een schaal van 1 (= helemaal niet) tot 5 (= in zeer sterke mate) is de gemiddelde score 4,16 (α = 0,76)). Uit scores op de deelitems blijkt dat dit zowel geldt voor het eigenlijke papierwerk als voor het bijwonen van vergaderingen. Tabel 3.4. Beschrijving van de administratieve belasting en deelitems (score 1 tot 5) 5 Het betreft hier vanzelfsprekend enkel respondenten die de fusie hebben meegemaakt.

9 9 Sinds de fusie is... N X (totaalscore) de administratieve belasting toegenomen 522 4,16 0,93 de administratieve rompslomp toegenomen 543 4,23 1,14 de vergaderfrequentie toegenomen 544 4,07 1,21 besteed ik meer tijd aan administratie 535 4,11 1,15 Dat dit een zeer verspreide opvatting is in alle hogescholen blijkt uit het feit dat er geen significante verschillen worden gevonden tussen de hogescholen (F (9,505) = 1,49; p = 0,15). Dit is evenmin het geval voor de verschillen naar grootte ((F (2,521) = 2,65; p = 0,07) en juridische structuur ((F (2,521) = 2,57; p = 0,08) van de hogescholen. Evenmin is er enige betekenisvolle relatie te vinden tussen administratieve belasting en de heterogeniteit van het studieaanbod (Spearman s rho = 0,075; N = 516; p = 0,09). Het studiegebied waarbinnen de respondent werkzaam is (F (7,456) = 3,22; p = 0,02) blijkt echter wel betekenis te hebben voor de toename van administratieve belasting: de gemiddelde toename is tamelijk hoog in het studiegebied Audiovisuele en Beeldende Kunst (score = 4,6) en Biotechniek (score = 4,6); zij is evenwel lager in de studiegebieden Muziek & Dramatische Kunst (score = 3,63), Gezondheidszorg (score = 4) en Handelswetenschappen & Bedrijfskunde (score = 3,98). Het is echter evenzeer waar dat de gemiddelde score voor deze studiegebieden nog een flink stuk boven het middelpunt 3 ligt. Vrouwen signaleren een even grote toename van administratieve belasting als mannen (t = 0,796; df = 520; p = 0,426). Evenmin blijkt de toename van administratieve belasting sinds de fusie te verschillen naar leeftijd (Pearson s r = -0,030; N = 518; p = 0,502). Ook het opleidingsniveau of het hoogst behaalde diploma heeft geen effect op de toename van de administratieve belasting (F (3,514) = 1,20; p = 0,31). Benoemde en tijdelijke respondenten percipiëren een zelfde toename van administratieve belasting sinds de fusie (t = 1,013; df = 500; p = 0,31). Wel zijn er verschillen te vinden al naargelang de omvang van de opdracht van de respondent: voltijdse respondenten (4,24) percipiëren een hogere toename dan deeltijdse respondenten (3,89; t = 3,63; df = 518; p < 0,001). Lesgeven in één-cyclus of. twee-cycli-opleidingen maakt niets uit voor wat betreft de toename van administratieve belasting (t = 0,624; df = 482; p = 0,533), en ook de functie blijkt geen belangrijke factor te zijn voor dit fenomeen (F (4,471) = 1,49; p = 0,203). Het uitoefenen van een coördinerende functie (t = 3,49; df = 511; p = 0,001) en vooral het zetelen in een interdepartementale raad (t = 4,316; df = 511; p < 0,001) doen dan weer wel zeer duidelijk de perceptie van de toegenomen administratieve belasting versterken. Tabel 3.5. Deelname aan interdepartementale raad en toename administratieve belasting (score 1 tot 5) N X

10 10 Interdepartementale raad 111 4,5 0,74 Niet-deelname interdepartementale raad 402 4,07 0,96 Coördinerende functie 205 4,34 0,81 Geen coördinerende functie 308 4,04 0,99 Respondenten die een proces van departementale fusie ( fusie in de fusie ) hebben doorgemaakt ervaren meer dan de anderen een toegenomen administratieve belasting (t = 2,069; df = 495; p = 0,039). Dit is niet het geval voor wie sinds de fusie lesgeeft op een andere campus; zij/hij rapporteert een zelfde niveau van toegenomen administratieve belasting als respondenten die deze verandering niet doormaakten (t = 0,169; df = 510; p = 0,866). Lesgeven op meerdere campussen sinds de fusie (t = 2,22; df = 112; p = 0,03), lesgeven aan meerdere departementen (t = 2,25; df = 35,5; p = 0,03) en lesgeven aan meerdere hogescholen sinds de fusie (t = 4,31; df = 6,53; p = 0,004) bewerkt een gevoelen van toegenomen administratieve belasting. De respondenten die sinds de fusie de campus delen met andere departementen ervaren eveneens een significant hogere toename van administratieve belasting sinds de fusie (t = 2,46; df = 496; p = 0,014) Is de algemene taakbelasting sedert de fusie toegenomen? De taakbelasting wordt onderzocht aan de hand van drie items: het globaal aantal werkuren zoals gepercipieerd voor en na de fusie, het totaal aantal lesuren (voorbereiding, het eigenlijke lesgeven, de nazorg) voor en na de fusie en het totaal aantal uren besteed aan stagebegeleiding (en/of stagecoördinatie) voor en na de fusie. Dit onderscheid maakt het mogelijk nog een vierde variabele te construeren: het aantal uren besteed aan activiteiten die buiten de onderwijs- en stage-opdracht vallen voor en na de fusie. Deze restcategorie omvat activiteiten die te maken hebben met de werking van het departement (vb. bijwonen van vergaderingen, administratief werk,...), activiteiten in het kader van dienstverlening aan derden en tenslotte, nog steeds zeldzaam, activiteiten in het kader van projectmatig wetenschappelijk onderzoek (cf. Smolders, et al 2000). Om de analyse niet te gecompliceerd te maken beperken wij ons tot de situatie van de voltijdsen. Tabel 3.6. Taakbelasting van de voltijdse respondenten N X Gemiddeld aantal werkuren na de fusie (uur1a) ,99 8,74

11 11 Gemiddeld aantal werkuren voor de fusie (uur1b) ,82 8,16 Gemiddelde toename van het aantal werkuren (uur1auur1b) 193 9,17 4,73 Gemiddeld aantal onderwijsuren na de fusie (uur2a) ,90 12,81 Gemiddeld aantal onderwijsuren voor de fusie (uur2b) ,22 12,76 Gemiddelde toename van aantal onderwijsuren (uur2auur2b) 279 2,13 5,69 Gemiddeld aantal stageuren na de fusie (uur3a) 459 7,83 9,54 Gemiddeld aantal stageuren voor de fusie (uur3b) 315 5,42 7,77 Gemiddelde toename van het aantal stageuren (uur3auur3b) 178 1,27 4,90 Het gemiddeld aantal werkuren (uur1a, zie Tabel 3.6.) bij voltijdse respondenten (inschatting van de respondenten zelf) bedraagt 43,99 uur per week (mediaan 45 uur per week, = 8,74). Het gemiddeld aantal werkuren voor de fusie (in de herinnering van de voltijdse respondenten) bedraagt 37,82 uur per week (uur1b) met een standaardafwijking van 8,16 8. De gemiddelde toename van het aantal werkuren bedraagt sinds de fusie 9,17 uur per week ( = 4,73) 9. Het gemiddeld aantal onderwijsuren (uur2a) van de voltijdse respondenten is 25,9 uur per week ( = 12, 81). Het gemiddeld aantal onderwijsuren van voor de fusie (uur2b) lag iets lager: 23,22 uur per week (met een standaardafwijking van 12,76). Het verschil tussen beide, m.a.w. de gemiddelde evolutie van het aantal onderwijsuren voor-na fusie komt overeen met + 2,13 uur per week ( = 5,69). Het gemiddeld aantal stage-uren op dit moment (uur3a) is 7,83 uur per week ( = 9,54; de antwoordcategorie met het hoogste aantal waarnemingen is 0). Ook het gemiddeld aantal stage-uren bij voltijdsen blijkt toegenomen te zijn: uur 3b (het gemiddeld aantal stage-uren voor de fusie) bedraagt 5,42 uur per week ( = 7,77). De toename van het aantal stage-uren wordt door de voltijdse respondenten gemiddeld geschat op 1,27 uur per week ( = 4,90). Tabel 3.7. biedt een overzicht van het aantal werkuren dat door de respondenten wordt besteed aan activiteiten die buiten de onderwijs- en stageopdracht vallen (uur 4). Gemiddeld is er een toename in deze extra werkuren vast te stellen van 2,05 uur: deze extra taken van de voltijdse respondenten namen voor de fusie gemiddeld 5,73 uur per week in beslag. Na de fusie stijgt dit gemiddelde naar 8,91 uur per week 10. Tabel 3.7. Evolutie van de bijkomende werkuren N X 6 Indien de waarnemingen waarvoor deze variabele <=0 worden gesupprimeerd (N = 216) dan bedraagt het gemiddelde 6.9 uur ( = 4.03). 7 Indien de waarnemingen waarvoor deze variabele <=0 worden gesupprimeerd (N = 118) dan bedraagt het gemiddelde 5.89 uur ( = 4.84). 8 Mediaan en derde kwartiel zijn beide 40 werkuren per week, de relatieve frequentie van deze antwoordcategorie is 25,9%. Dit gegeven is trouwens typerend voor de inschatting van het aantal werkuren: bepaalde categorieën, vooral de tientallen, hebben een grote aantrekkingskracht. 9 Deze gemiddelde score wijkt sterk af van het eenvoudig verschil tussen uur1a gemiddeld en uur1b gemiddeld. Dit is eenvoudig te verklaren vanuit de vrij sterk verschillende omvang van de verschillende populaties. 10 Ook hier wijkt de gemiddelde score sterk af van het verschil tussen uur4a en uur4b. Ook deze discrepantie is te verklaren vanuit de sterk verschillende N voor uur4a en uur4b.

12 12 Gemiddeld aantal uren besteed aan andere activiteiten na de fusie (uur4a) Gemiddeld aantal uren besteed aan andere activiteiten voor de fusie (uur4b) Gemiddelde toename van het aantal uren besteed aan andere activiteiten (uur4a-uur4b) 381 8,91 12, ,73 9, ,05 4,11 Tussen de hogescholen is er geen verschil wat het aantal werkuren per week betreft (F (10,430) = 1,042; p = 0,41). Evenmin stellen we op dit vlak verschillen vast volgens de juridische structuur (F (2,430) = 0,341; p = 0,71), de schaalgrootte (F (2,430) = 1,491; p = 0,226) of de heterogeniteit van het studieaanbod (F (4,430) = 1,402; p = 0,23) van de verschillende hogescholen. Dezelfde vaststelling deden we voor de verschillende studiedomeinen die worden aangeboden (F (3,320) = 0,656; p = 0,580). Geslacht (t =1,378;df=429;p=0.17), leeftijd (Pearson s r = -0,05; N = 430 p = 0,26) en opleidingsniveau (F (3, 425) = 1,44; p = 0,231) van de respondenten laat evenmin significante verschillen zien tussen de respondenten. Verder maakt het niet uit of de respondenten al of niet benoemd zijn (t = -0,590; df = 415; p = 0,56), of dat zij lesgeven in één-cyclus opleidingen of twee-cycli-opleidingen (t = 0,663; df = 407; p = 0,507), welke rang zij bekleden in de hogeschool (F (4,393) =1,758; p = 0,14) en of zij binnen een interdepartementale raad functioneren (t = 1,85; df = 432; p = 0,065). Wij krijgen geen significante verschillen te zien. Ook maakt het niet uit of de arbeidssituatie sedert de fusie is gewijzigd. De arbeidsbelasting verschilt niet tussen de verschillende categorieën, noch voor hen die sinds de fusie lesgeven op een andere campus (t = -0,306; df = 327; p = 0,76), noch voor hen die lesgeven op meerdere campussen (t = 0,245; df = 325; p = 0,806), noch voor hen die lesgeven in meerdere departementen (t = -1,185; df = 326; p = 0,237) of meerdere hogescholen (t = -0,844; df = 325; p = 0,399). Er zijn echter wel verschillen qua arbeidsbelasting tussen de volgende categorieën. Nemen lesgevers een coördinerende functie (t = 2,15; df = 431; p = 0,03) op dan ervaren zij een significante verhoging van het aantal werkuren. Wij hebben dezelfde vragen gesteld in verband met de toename van de arbeidstijd sedert de fusie. Het resultaat is net als voor de arbeidstijd. Geen enkel van de (21) onderzochte variabelen levert significante verschillen op. De toename van de arbeidstijd sedert de fusie blijkt een algemeen gegeven te zijn Heeft de fusie bijgedragen tot academisering van de hogescholen? Onder academisering werd in dit onderzoek het volgende verstaan: het afstemmen van opleidingsprogramma s op vergelijkbare programma s binnen de universiteit, het bevorderen en aanmoedigingen van samenwerkingsverbanden met andere (onderwijs)instellingen algemeen en meer specifiek i.v.m. beleidsondersteunend wetenschappelijk onderzoek. Tabel 3.8. Oordeel over huidige academisering en deelitems (score 1 tot 5) en verandering in academisering en deelitems (score 1 tot 3) In welke mate is er sprake van...(1 tot 5) N X

13 13 (Totaalscore) academisering (α = 0,73) 431 2,50 0,96 Afstemming van programma s op universiteit 475 2,54 1,21 Samenwerking universiteiten/hogescholen wat betreft onderwijs 620 2,71 1,10 Samenwerking universiteiten/hogescholen wat betreft onderzoek 565 2,54 1,19 In welke mate is er sprake van verandering wat betreft...(1 tot 3) N X (Totaalscore) academisering (α = 0,69) 390 2,22 0,41 Afstemming van programma s op universiteit 413 2,12 0,48 Samenwerking universiteiten/hogescholen wat betreft onderwijs 468 2,32 0,57 Samenwerking universiteiten/hogescholen wat betreft onderzoek 450 2,27 0,52 Uit bovenstaande cijfers blijkt dat de academisering nog helemaal niet op kruissnelheid is gekomen volgens de respondenten. Nochtans zien zij dat de toenadering tot de universiteiten al verder is ontwikkeld dan voor de fusie. Dat is althans wat wij kunnen aflezen uit het tweede deel van tabel 3.8. De huidige mate van academisering verschilt niet significant per hogeschool (F (9,417) = 1,29; p = 0,24), noch volgens de juridische structuur van de hogeschool (F (2,429) = 1,54; p = 0,215), de schoolgrootte (F (2,429) = 1,45; p = 0,24) of de heterogeniteit van het studieaanbod van de verschillende hogescholen (F (4,429) = 2,05; p = 0,087). Ook de verandering in academisering verschilt niet significant per hogeschool (F (8,363) = 0,98; p = 0,46). En de andere onafhankelijke variabelen die we hierboven hebben gebruikt leveren evenmin significante verschillen op Heeft de fusie de didactische middelen van de hogescholen doen toenemen? Een van de doeleinden van de fusies was de werkingsmiddelen van de hogescholen beter aan te wenden. Meer werkingsmiddelen betekent immers meer kansen om de tekorten die in kleine eenheden duidelijk zichtbaar waren te verhogen. We hebben dit met behulp van de volgende drie items onderzocht. Tabel 3.9. De mate van beschikbaarheid over aangepaste didactische middelen en infrastructuur (score 1 tot 5) N X (Totaalscore) didactische middelen en infrastructuur (α = 0,81) 510 2,98 0,80 Voldoende didactische middelen 730 3,15 1,04 Moderne (= up to date) didactische middelen 716 3,10 1,06 Sinds de fusie...infrastructuur beter aangepast aan de onderwijsnoden 548 2,53 1,20 De gemiddelde scores liggen dicht bij het middelpunt van de schaal. Enkel het item betreffende het beter aangepast zijn van de infrastructuur sinds de fusie scoort relatief laag t.o.v. van de andere items: 50% van de respondenten is het redelijk tot volledig oneens met deze uitspraak. De beschikbaarheid over voldoende didactische middelen en infrastructuur wordt door de respondenten van de diverse hogescholen zeer verschillend beoordeeld (F (9,493) = 4,72; p < 0,001). Vooral de hogescholen B (score = 2,51), K (score = 2,9) en A (score = 2,95) scoren relatief laag. Deze beschikbaarheid verschilt eveneens significant naar de juridische structuur van de hogescholen (F (2,509) = 8,266; p < 0,001), de grootte (F (2,509) = 7,60; p < 0,001) en vooral al naargelang van de heterogeniteit van het studieaanbod (F (4,509) = 11,07; p < 0,001) van de verschillende hogescholen. Na controle van elk van deze verbanden blijkt dat het

14 14 vooral de heterogeniteit van het aanbod en, in iets geringere mate, de grootte zijn die voor de beschikbaarheid over voldoende didactische middelen en aangepaste infrastructuur van belang zijn 11. Ook de studiegebieden waar de respondent werkzaam is (F (7,438) = 2,46; p = 0,017) hebben enige betekenis voor de beschikbaarheid van didactische middelen: de scores variëren van 2,6 in het studiegebied Audiovisuele en Beeldende kunst tot meer dan 3,1 in Muziek en Dramatische kunsten, Onderwijs en Gezondheidszorg. Wij wilden ook weten of de situatie inzake didactische middelen sedert de fusie verbeterd was. Dit zijn de resultaten. Tabel Verandering van beschikbaarheid van didactische middelen sinds de fusie (score 1 tot 3) In welke mate is er sprake van docenten... N X die over voldoende didactische middelen beschikken 507 2,15 0,60 die over moderne didactische middelen beschikken 498 2,30 0,62 Een meerderheid van de respondenten (respectievelijk 62,2% en 52%) vindt dat de situatie ongewijzigd is gebleven. Een kleine minderheid (respectievelijk 11,3% en 8,9%) rapporteert zelfs een verslechterde situatie. Uit bovenstaande cijfers kunnen we voorzichtig besluiten dat globaal gezien de beschikbaarheid over voldoende moderne didactische middelen iets meer is toegenomen als we de huidige situatie vergelijken met de situatie voor de fusie Zijn de financiële middelen sedert de fusie toegenomen? Ook verwachtte men dat de financiële middelen van de hogescholen zouden toenemen door de fusie. Men kan zich hierbij afvragen of docenten de indruk hebben dat dit ook werkelijk gebeurd is. De cijfers leren ons echter het tegendeel. Tabel De mate van beschikbaarheid van meer financiële middelen sinds de fusie (score 1 tot 5) Sinds de fusie... N X beschikt het departement zichtbaar over meer middelen 520 2,30 1,44 beschikt de hogeschool zichtbaar over meer middelen 443 2,44 1,53 Vooral de beschikbaarheid van meer departementale middelen sinds de fusie wordt door de respondenten sterk in twijfel getrokken: niet minder dan 45% van de respondenten zijn volledig oneens met deze uitspraak. Dezelfde conclusie geldt in iets mindere mate voor de gepercipieerde verandering op hogeschoolniveau: 33,5% van de respondenten is het met deze uitspraak volledig oneens. De proportie docenten die van mening is dat de financiële middelen op departementaal (χ² = 32,021; df = 10; p < 0,001) en op hogeschoolniveau (χ² = 92,986; df = 10; p < 0,001) zijn afgenomen, varieert heel sterk en significant naargelang de verschillende hogescholen waar de respondenten tewerkgesteld zijn. 11 Na controle voor het effect van de Hogeschool B blijft vooral de heterogeniteit van het aanbod en in mindere mate de schoolgrootte van belang.

15 15 De departementale financiële middelen zijn in de hogescholen A, D en F volgens meer dan 80% van de respondenten afgenomen. Deze proportie daalt tot 50% in hogeschool J en tot 43,8% in de hogeschool C. Op hogeschoolniveau zijn in de hogescholen A, D en F volgens meer dan 80% van de respondenten de financiële middelen afgenomen. Deze proportie daalt tot ongeveer 22% binnen de hogeschool B en K. De proportie docenten die van mening is dat de departementale middelen zijn afgenomen, verschilt niet significant naar juridische structuur (χ² = 5,01; df = 2; p = 0,082). Grootte van de hogeschool (χ² = 8,40; df : 2; p = 0,015) en heterogeniteit van het studieaanbod (χ² = 10,64; df = 1; p = 0,001) leveren wel verschillen op: in middelgrote hogescholen meent een grotere proportie van de respondenten dat de middelen op departementaal niveau zijn afgenomen (proportie oneens = 78,2% t.o.v. grote (70,8%) en kleine hogescholen (61,8%)). Dezelfde vaststelling kan men doen voor hogescholen met een zeer heterogeen studieaanbod (proportie oneens = 68,6%) t.o.v. hogescholen met een minder heterogeen studieaanbod (62%). Wat betreft de financiën op hogeschoolniveau komen we tot gelijkaardige verbanden. De proportie docenten die van mening is dat de financiële middelen van de hogeschool zijn afgenomen verschilt significant naar juridische structuur (χ² = 30,89; df = 2; p < 0,001), grootte van de hogeschool (χ² = 29,03; df = 2; p < 0,001) en heterogeniteit van het studieaanbod (χ² = 6,46; df = 1; p = 0,011). In de vrije hogescholen (proportie oneens = 69,2%) is er een grotere proportie respondenten die meent dat de hogeschoolmiddelen sinds de fusie zijn afgenomen dan in de autonome (49,2%) en provinciale (27,3%) hogescholen. Hetzelfde geldt voor middelgrote hogescholen (proportie oneens = 74%) t.o.v. grote (53,9%) en kleine hogescholen (37,9%) en voor hogescholen met een zeer heterogeen studieaanbod (proportie oneens = 62,8%) t.o.v. hogescholen met een minder heterogeen studieaanbod (49,3%). Vooral in de studiegebieden Audiovisuele & Beeldende Kunst, Industriële Wetenschappen & Technologie en Muziek & Dramatische Kunst zijn volgens de docenten de departementale middelen sinds de fusie afgenomen (proportie oneens > 80%). Aan de andere kant blijkt dit veel minder het geval in de studiegebieden Architectuur (50%) en Sociaal-agogisch werk (45%). Er is duidelijk een verband tussen de perceptie van toe- of afname van departementale financiële middelen en studiegebied (χ² = 50,056; df = 7; p < 0,001). In de studiegebieden Muziek & Dramatische Kunst (81,3%), Audiovisuele & Beeldende Kunst (76,9%) en, in iets mindere mate Industriële Wetenschappen & Technologie (68,8%) is een grote meerderheid docenten van mening dat de hogeschoolmiddelen sinds de fusie zijn afgenomen. In de studiegebieden Gezondheidszorg (41,3%) en Architectuur (35%) is slechts een minderheid dezelfde mening toegedaan (χ² = 20,377; df = 7; p = 0,005) Enkele andere decretale doelstellingen Decretaal werden vanaf 1994 ook nog een aantal bijkomende doelstellingen geformuleerd: studiebegeleiding, internationalisering, maatschappelijke dienstverlening, onderzoek, kwaliteitszorg. Tabel Verandering in internationalisering, nieuwe centrale taken en kwaliteitsbewaking sedert de fusie (score 1 tot 5)

16 16 Sinds de fusie... N X wordt er meer geïnvesteerd in studiebegeleiding 519 3,14 1,24 is de internationale studentenmobiliteit toegenomen 526 3,67 1,24 worden mandaten geïnvesteerd in de nieuwe taken ,04 is de kwaliteitsbewaking beter georganiseerd 526 2,96 1,23 Meer dan tweederde (75,8 %) van de respondenten ervaart een toename van de investering in mandaten voor de invulling van nieuwe taken. De gemiddelde score (= 4) ligt dan ook erg hoog. We observeren eenzelfde evolutie, zij het iets minder uitgesproken, op het vlak van de internationale studentenmobiliteit: meer dan 60 % van de respondenten verklaart redelijk tot volledig eens te zijn met de suggestie dat de internationale studentenmobiliteit is toegenomen. Ook hier ligt het gemiddelde relatief hoog (score = 3,67). De studiebegeleiding en de organisatie van de kwaliteitsbewaking blijken gemiddeld niet echt toe- of afgenomen: de score wijkt nauwelijks af van het middelpunt van de schaal. Gezien de grote aandacht die vanuit de overheid en de hogescholen zelf wordt besteed aan de kwaliteitsbewaking, besteden we hier iets meer aandacht aan dit thema Druk en sturing van de hogeschool inzake maatschappelijke dienstverlening en onderzoek De gemiddelde score 2,85 voor deze variabele ligt iets onder het middelpunt 3 van de schaal (α = 0,61). Dit resultaat blijkt vooral negatief beïnvloed door de relatief lage gemiddelde score voor de druk uitgeoefend om aan onderzoek te doen. Hieruit blijkt dat onderzoek op het ogenblik van dit onderzoek nog niet tot de prioritaire doelen van de hogescholen behoorde. Tabel Beschrijving van de druk en sturing van het beleid binnen de hogescholen wat betreft de nieuwe taken (score 1 tot 5) N X (Totaalscore) druk en sturing 721 2,85 1 Druk om tijd te investeren in maatschappelijke dienstverlening ,02 1,28 Druk om aan onderzoek te doen 641 2,39 1,09 Maatschappelijke dienstverlening als belangrijk beschouwd 635 3,27 1,28 De mate van druk en sturing in verband met maatschappelijke dienstverlening en onderzoek verschilt significant naargelang de hogeschool waar de docent werkzaam is (F (10,719) = 3,86; p < 0,001). De juridische structuur (F (2,719) = 1,73; p = 0,18) en de schaalgrootte (F (2,719) = 0.722; p = 0,49) van de hogeschool blijken geen significante invloed uit te oefenen op de ervaren mate van druk en sturing. Binnen zeer heterogene hogescholen (opleidingen binnen 6 studiegebieden of meer) daarentegen blijkt de mate van druk en sturing iets hoger (score = 2,99) in vergelijking met de minder heterogene hogescholen (minder dan 6 studiegebieden; score maximaal = 2,88), (F (4,719) = 2,99; p = 0,02). De respondenten ervaren gemiddeld een sterk verschillende druk en sturing op maatschappelijke dienstverlening en onderzoek naargelang het studiegebied waarbinnen zij lesgeven en/of stages begeleiden (F (8,650) = 10,95; p < 0,001). Binnen de studiegebieden Muziek & Dramatische kunst (score = 2,33), Audiovisuele & Beeldende kunst (score = 2,46) 12 De score voor dit item moet in omgekeerde richting worden opgevat: hoe hoger de score hoe lager de druk en sturing en vice versa.

17 17 en Toegepaste Taalkunde (score = 2,57) ervaren docenten een minimale druk en sturing, aan het andere uiterste vinden we relatief hoge scores binnen de studiegebieden Industriële wetenschappen & technologie (score = 3,38) en Sociaal-agogisch werk (3,19). Persoonsgebonden variabelen (los van de hogeschool als organisatie) blijken geen enkel verband te hebben met de mate van druk en sturing die docenten ervaren. Dit betekent dat noch het geslacht (t = 0,477; df = 719; p = 0,639) van de respondenten, noch de leeftijd (Pearson s r = -0,014; N = 717; p = 0,699) of het hoogst behaalde diploma (F (3,709) = 1,49; p = 0,217) enig verband houden met de perceptie van druk en sturing vanuit het beleid. Het al dan niet benoemd zijn van de respondent heeft geen invloed op de mate van druk en sturing (t = 1,026; df = 701; p = 0,305). Dit is wel het geval voor de omvang van de opdracht van de docent: voltijdsen (score = 2,94) ervaren een significant hogere druk en sturing van de maatschappelijke dienstverlening en onderzoek dan deeltijdse docenten (score = 2,61; t = 3,87; df = 717; p < 0,001). Docenten binnen één-cyclus-opleidingen (score = 2,74) ervaren gemiddeld een lagere mate van druk en sturing wat betreft maatschappelijke dienstverlening en onderzoek dan docenten binnen twee-cycli-opleidingen (score = 3,04) (t = -3,65; df = 666; p < 0,001). Dit verband lijkt de meer academische ambities binnen de twee-cycli-opleidingen te bevestigen. Hoofddocenten (score = 3,69) ervaren een significant hogere druk en sturing vanuit het beleid dan de lectoren, assistenten, docenten en praktijklectoren (score 2,88; F (4,662) = 7,08; p < 0,001). Respondenten die een coördinerende functie op zich nemen (t = 2,32; df = 705; p = 0,02) of zetelen in een interdepartementale raad (t = 3; df = 711; p = 0,003) signaleren eveneens een significant hogere mate van druk en sturing op maatschappelijke dienstverlening en onderzoek dan respondenten voor wie dit niet het geval is. De mate van druk en sturing wordt op dezelfde wijze ervaren door docenten die de fusie hebben meegemaakt als door docenten die de fusie niet hebben meegemaakt (t = 1,04; df = 719; p = 0,298). Ook departementale fusie (t = 0,765; df = 507; p = 0,445) en de variabele proportie collega s uit de vroegere hogeschool binnen het huidige departement (Pearson s r = -0,045; N = 165; p = 0,556) hebben geen impact op de ervaring van druk en sturing bij de respondenten. 4. Besluit Bijna 70% of meer dan tweederde van de bevraagde respondenten die de fusie hebben meegemaakt is ontevreden tot zeer ontevreden over de fusie. Ter vergelijking: slechts 10,5% meldt tevreden te zijn en 1,9% zegt zeer tevreden te zijn over de fusie. Deze conclusie geldt voor alle deelaspecten i.v.m. fusie die werden bevraagd, enkel de werking van het departement blijkt iets minder negatieve gevoelens op te roepen bij de respondenten (score = 3,12). Deze algemene appreciatie verbergt natuurlijk zeer grote verschillen tussen de docenten onderling. Zo blijken vrouwen iets milder in hun oordeel in vergelijking met mannen en staan de respondenten met een hoger diploma veel kritischer tegenover de fusie. Deze laatste tendens vinden we ook min of meer terug als we respondenten onderverdelen naar functie: hoofddocenten, hoogleraren, gewoon hoogleraren, docenten en assistenten zijn beduidend minder tevreden over de fusie. Lesgevers (of stagebegeleiders) in twee-cycli-opleidingen zijn eveneens beduidend minder tevreden dan hun collega s in één-cyclus-opleidingen. Het