De conjunctuurgevoeligheid van de Vlaamse registratierechten en het belang van de hervorming voor de evolutie van de ontvangsten

Steunpunt Beleidsrelevant onderzoek Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen Spoor Fiscaliteit /Hogeschool Gent

De conjunctuurgevoeligheid van de Vlaamse registratierechten en het belang van de hervorming voor de evolutie van de ontvangsten. Analyse op basis van data m.b .t. de periode 1991-2005.

Prof. dr. C.Smolders & dr. B. Brys

Alle commentaar welkom bij [email protected]

Fiscaal Spoor Hogeschool Gent

1

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen

1. INLEIDING In vorig empirisch werk analyseerden we de conjunctuurgevoeligheid van de registratierechten in Vlaanderen. Doel van dit project was een specificatie aan te reiken die kan dienen als ondersteunend instrument bij de raming van de verwachte ontvangsten van de registratierechten. De voorgaande analyse beperkte zich tot januari 1991 – juli 2004. Hetzelfde model werd in tweede orde gebruikt om het potentiële effect van de hervorming van de registratierechten van 01/01/2002 op de ontvangsten in te schatten. Inmiddels is een grotere en actuelere datareeks beschikbaar. We achten het nuttig om het vroegere model met deze meest actuele data te herschatten om de robuustheid van het model te testen en een voorspelling te maken inzake de te verwachten ontvangsten uit de registratierechten in de tweede helft van 2005. We situeren kort de structuur van voorliggende paper.In sectie 2 kaderen we het onderzoek in de internationale literatuur rond de co-movements van woningmarkten, de financiële markten en de business cycle. In sectie 3 illustreren we het belang van de macro-economische ontwikkelingen voor de woningmarkt aan de hand van recent internationaal onderzoek. In sectie 4 herschatten we het model met recente data en bespreken we de impact van de rente, de conjunctuur en de inflatie. Vervolgens lichten we in sectie 5 de dummy-coëfficiënten toe die we introduceerden om de impact van de hervorming van de registratierechten te meten. We werken verder op het 4-perioden model gepresenteerd in onze paper “Effecten van de hervorming van de registratierechten op de Vlaamse belastingontvangsten: een tussentijdse beleidsanalyse”. In sectie 6 voorspellen we de ontvangsten in de tweede helft van 2005 en concluderen we dat de Vlaamse overheid inderdaad extra opbrengsten mag verwachten. In sectie 7 formuleren we enkele kritische bedenkingen bij de oorzaak van deze extra ontvangsten. De paper sluit af in sectie 8 met de voornaamste conclusies.

2.

DE CONJUNCTUURGEVOELIGHEID VAN DE WONINGMARKTEN

Opdat de ontvangsten uit de registratierechten conjunctuurgevoelig zouden zijn moet er sprake zijn van een verband tussen de prijs- en/of volume-ontwikkelingen op de vastgoedmarkten en de business cycle. Beide verbanden zijn gedocumenteerd in de internationale literatuur rond housing economics. Ortalo-Magné & Rady (2004) toonden aan op basis van data inzake woningtransacties in Engeland en Wales voor de periode 1959-2002 dat het volume van de transacties gedreven wordt door de prijsontwikkeling van het onroerend goed en door veranderingen

2

SBOV-Spoor fiscaliteit-HABE Hogeschool Gent

in het gezinsinkomen. Ook Stein (1995) en Edelstein & Lum (2004) kwamen eerder al voor andere landen tot deze bevinding. Diverse onderzoeken leveren verder evidentie voor de significante correlatie tussen de prijsevolutie op de woningmarkt en de economische groei. Cross-country studies geven aan dat de residentiële woningmarkten de conjunctuurcyclus met enige vertraging volgen. Dit lijkt ook het geval te zijn voor de Belgische woningmarkt. Dit is duidelijk te zien in onderstaande figuren, die ontleend zijn aan een studie die gebaseerd is op OESOdata voor 17 landen (Catte,Girouard,Price,Girourard,2004).

FIGUUR 1: VERBAND TUSSEN CONJUNCTUURCYCLI EN WONINGMARKTCYCLI

BRON: Catte,Girouard,Price,Girourard,2004,9.

De sterkte van de correlatie tussen de conjunctuurcyclus en de cycli op de woningmarkt lijkt evenwel sterk te verschillen tussen landen, wat overigens ook geldt voor de duur van de vertraging.


3


TABEL 1:

INTENSITEIT EN TIMING VAN DE CORRELATIES TUSSEN DE WONINGPRIJZEN EN

DE CONJUNCTUURCYCLI

BRON: Catte,Girouard,Price,Girourard,2004,9. In bovenstaande tabel wordt een overzicht van deze 2 parameters gegeven voor 18 landen. De woningmarkten lijken sneller de conjuncturele wendingen te volgen in Denemarken, Finland, Ierland, het Verenigd Koninkrijk, Japan en Nieuw-Zeeland dan in de overige landen. Echter, tussen deze landen zijn er nog beduidende verschillen in de sterkte van de samenhang tussen beide cycli. België wordt door de onderzoekers ondergebracht bij de landen waarbij er rekening moet gehouden worden met een gap van 3 à 4 jaar tussen de conjuncturele ontwikkeling en de woningmarktevolutie, maar waar ook voor vastgesteld wordt dat de correlatie tussen de cycli eerder zwak is. Voor België is dit niet verwonderlijk, gezien het feit dat de woningmarkt hier in de jaren ’90 weinig of geen co-movement vertoont met de verslechterende conjunctuur. De reële woningprijzen zijn gedurende dat decennium immers gestaag blijven stijgen, ongeacht de verslechterde economische condities in de periode 1993-1996. In een recente longitudinale studie van Borio & Mc Guire (2004) waarin de evolutie van de prijzen op de woningmarkten van 13 industriële landen geanalyseerd wordt, wordt ook een duidelijke samenhang met beurscycli aangetoond. Dit is natuurlijk niet zo verwonderlijk wetende dat vastgoed enerzijds een beleggingsobject is en er dus een aantal determinanten zijn die niet alleen vastgoed maar ook andere financiële activa zoals aandelen en obligaties beïnvloeden. Dit geldt ondermeer voor de inflatie- en de rente-ontwikkeling. Een aantal van deze macro-economische ontwikkelingen zal ook nog

4


via andere kanalen dan het beleggingskanaal de woningmarkt beïnvloeden. Zo verwijzen we naar de rente-evolutie die specifiek via het kredietkanaal de vraag op de woningmarkt bepaalt. Analyses van Borio en Mc Guire m.b.t. de ‘co-movements’ van beide markten geven aan dat pieken in de woningprijzen gemiddeld 2 jaar voorkomen na een top in de beurscyclus. De vertragingen bevinden zich volgens deze studie in de range van 2 tot 9 kwartalen. Vertrekkende van deze cijfers die betrekking hadden op de woningmarktontwikkelingen in de periode 1970-1999 concluderen de onderzoekers dat de huidige opwaartse trend in de woningprijzen al ongewoon lang aanhoudt. De onderzoekers zijn van mening dat dit verband houdt met de ontwikkeling van de korte termijn-rente. De studie wijst uit dat een daling in de korte termijn-rentevoeten net na een top in de beursconjunctuur de periode van de lag aanzienlijk verlengt. 3.

RECENTE STUDIES DIE DE IMPACT VAN ANDERE MACRO-ECONOMISCHE FACTOREN OP DE WONINGPRIJZEN AANGEVEN

In het maartnummer van BIS Quarterly Review,jaargang 2004, argumenteren Tsatsaronis & Zhu dat op lange termijn de woningprijzen gedreven worden door de groei van het gezinsinkomen, door de demografische veranderingen, door de kenmerken van de vastgoedfiscaliteit en het niveau van de rentevoeten. Ook de beschikbaarheid van bouwgronden, de constructiekosten en verbeteringen in de kwaliteit van de huizenstock zullen langs de aanbodszijde op lange termijn doorwerken in de prijzen. Op korte termijn kunnen de liquiditeit van de woningmarkt, wijzigingen in de financiering of de transactiekosten verbonden met de aankoop van onroerend goed en de onzekerheid over de toekomstige economische ontwikkelingen scherpe bewegingen in de woningprijzen veroorzaken. Tsatsaronis en Zhu onderzoeken de prijsdynamiek in 17 OESO-landen, die verder worden ingedeeld in 3 groepen in functie van de specifieke kenmerken van de hypotheekmarkt.1 In de studie wordt België ondergebracht bij groep-1-landen Canada, Frankrijk, Duitsland, Italië, Spanje en Zwitserland die eerder gekenmerkt worden door een vrij voorzichtige, conservatieve hypotheekmarkt. De landen uit groep 2 (Denemarken, Finland, Japan, Nederland en de VS)kennen een kredietmarkt waar in verhouding tot de waarde van het onroerend goed grotere financieringen toegestaan worden en hypotheken makkelijker kunnen herzien of geherfinancierd worden. In groep 3 (Australië, Ierland, Noorwegen, Zweden en het Verenigd Koninkrijk) is dit eveneens het geval maar daar wordt bovendien nog intensiever gebruik gemaakt van marktwaarden bij de waardering van onroerend goed. Bovendien wordt de overgrote meerderheid van de uitstaande hypotheken gekenmerkt door een variabele rentevoet. Voor deze 3 groepen wordt in de studie nagegaan wat de impact is op de woningprijzen van schokken in een reeks van macro-economische aggregaten. Onderstaande tabel 1 Specifiek wordt ondermeer rekening gehouden met het percentage van hypotheken dat tegen een variabele rente is afgesloten, de maximale verhouding tussen de omvang van de lening en de waarde van het onroerend goed, de gehanteerde waarderingsmethode.


5


geeft aan in welke mate deze factoren bijdragen tot de verklaring van de variantie in woningprijzen. Opmerkelijk is de zeer sterke verklaringskracht voor de drie groepen van de inflatiefactor. Specifiek voor de landen uit groep 1 waartoe dus ook België behoort blijkt deze variabele 62.5% van de wijzigingen in de vastgoedprijzen te verklaren, berekend over een tijdshorizon van 5 jaar. Verwijzen we verder ook naar de korte termijnrente, die voor deze groep 10% verklaart van de variantie. Opvallend is ook dat de wijziging van het BBP een rol speelt maar dat de impact toch beduidend kleiner is dan deze van de KT-rente en de inflatie. Verder vermelden we dat credit rationing voornamelijk in de landen uit groep 2 en 3 een belangrijk stuk van de prijsdynamiek verklaart. Voor groep 1-landen is de verklaringskracht evenwel niet groter dan deze van het BBP. TABEL 2:

OVERZICHT VAN DE DOOR DE MACRO-ECONOMISCHE DETERMINANTEN VERKLAARDE

VARIANTIE IN DE WONINGPRIJZEN

Variance decomposition Impact van een schok in onderstaande factoren op de woningprijzen: Groep 1 Groep 2 Groep 3 BBP 6.9 6.9 9.2 Bancair krediet 6.7 19.1 10.3 KT-rente 10.3 8.7 13.8 Inflatie 62.5 42.3 50.3

Alle landen 7.6 11.4 10.8 53

BRON: gebaseerd op Tsatsaronis & Zhu,2004,74. In het model dat we zelf construeerden erkennen we het belang van deze klassieke macro-economische determinanten die de lange termijnevenwichten op de woningmarkt beïnvloeden. De keuze van de specifieke variabelen en de gekozen operationalisaties is ingegeven door de beschikbaarheid van de data. Verder opteerden we er voor om in de specificatie de temporisering van de ontvangsten tot haar recht te laten komen. Concreet schatten we volgend model: RR = a + b0 Reële rente +b1 Inflatie + b2 CPI + b3 Consumentenvertrouwen +b4 DUMmaand1+….+b14 DUMmaand11 + b15 DUMzone1 +….+b19 DUMzone5 + e waarbij

2

RR = CPI = DUMmaand1 = DUMmaand11 = DUMzone1 = DUMszone5 = 2

6

ontvangen registratierechten (in miljoenen euro) indexcijfer van de consumptieprijzen dummyvariabele=1 voor januari; 0 else dummyvariabele=1 voor november; 0 else dummyvariabele=1 voor periode 12/2001-02/2002 dummyvariabele=5 voor periode 02/2005-06/2005

Voor een gedetailleerdere beschrijving van de variabelen en gehanteerde data verwijzen we naar paper”Effecten van de hervorming van de registratierechten op de Vlaamse belastingontvangsten: een tussentijdse beleidsanalyse” (SBOV,2004).


4.

RESULTATEN

VAN

DE

SCHATTING

INZAKE

DE

CONJUNCTUURGEVOELIGHEID

VAN

DE

REGISTRATIERECHTENONTVANGSTEN

Voor de periode januari 1991 tot juli 2004 hebben we reeds vastgesteld dat de belastingontvangsten van de registratierechten voor de Vlaamse overheid conjunctuurgevoelig zijn (zie Fiscaal Spoor Hogeschool Gent: “Effecten van de hervorming van de registratierechten op de Vlaamse belastingontvangsten: een tussentijdse beleidsanalyse). We hebben het gehanteerde model opnieuw geschat maar nu aan de hand van data m.b.t. de periode januari 1991- juni 2005. FIGUUR

2

:

RESULTATEN

VAN

HET

5

PERIODEN

MODEL

INZAKE

DE

CONJUNCTUURGEVOELIGHEID

5 perioden - model Te verklaren variabele:

ontvangen registratierechten (in miljoenen

euro’s)

Verklarende variabelen:

coëfficiënt

t-waarde

Constante

-25,391

-1,081

Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy

+21,118 +1,723 -6,073 +1,850 +4,441 +6,952 +14,433 +24,597 -12,825 +5,842 +10,896

+9,275 +0,753 -2,629 +0,802 +1,925 +3,013 +6,168 +10,514 -5,481 +2,507 +4,674

Reële rente (6 maanden vertraagd) Inflatie (6 maanden vertraagd) Algemeen indexcijfer van de consumptieprijzen (6 maanden vertraagd) vertrouwen (6 maanden vertraagd)

-3,654 -1,776 +1,149

-6,107 -2,217 +5,926

+0,267

+4,549

dummy dummy dummy dummy dummy

12/2001 03/2002 03/2003 10/2003 02/2005

– – – – –

-16,866 +0,01135 -7,910 +5,294 +9,878

-4,193 +0,005 -2,687 +2,123 +2,656

R2

=

92,3%

januari februari maart april mei juni juli augustus september oktober november


02/2002 02/2003 09/2003 01/2005 06/2005

(zone 1) (zone 2) (zone 3) (zone 4) (zone 5)

7


Deze schattingsresultaten leren ons het volgende: •

Hoe hoger de reële hypothecaire rente, hoe lager de ontvangsten. Een rentestijging met 1% kost de overheid 3,654 miljoen euro.

•

Hoe hoger de inflatie, hoe lager de ontvangsten. Een stijging van de inflatie met 1% kost de overheid 1,776 miljoen euro.

•

Een stijging van het algemene prijsniveau van de consumptieprijzen doet de ontvangsten wel stijgen. Een stijging van de index met 1 punt levert 1,149 miljoen euro extra ontvangsten op. Op de langere termijn doet een stijging van het prijsniveau de ontvangsten dus stijgen. In periodes van hoge inflatie worden de aankopen echter uitgesteld, wat we weerspiegeld zien in de significant negatieve coëfficiënt van de inflatie-variabele.

•

Hoe groter het consumentenvertrouwen, hoe hoger de ontvangsten. Een stijging van het vertrouwen met één eenheid levert 0,267 miljoen euro extra ontvangsten op.

In de schatting werden verschillende variabelen opgenomen met een vertraging van 6 maanden. Het betreft hier in het bijzonder de macro-economische variabelen die de rente, de inflatie en het consumentenvertrouwen indiceren. De ingecalculeerde vertraging is bepaald op basis van de empirische analyses. Een vertraging van 6 maanden levert de meest consistente schatting op en verdient daarom de voorkeur bovenop het hanteren van data die zich situeren op een ander tijdstip in het verleden. Intuïtief is een dergelijke vertraging in de variabelen overigens ook verdedigbaar: geciteerde variabelen affecteren de belastingplichtige op het ogenblik van de aankoopbeslissing maar resulteren pas later in ontvangsten. De termijn die zich voltrekt tussen de aankoopbeslissing en de eigenlijke inboeking van de fiscale ontvangsten houdt onder meer verband met het zoekproces van de koper, met de notariële afhandeling van de transactie en met vertragingen in de doorstorting van de rechten aan de administratie. Bespreken we verder nog de resultaten in verband met de temporisering van de ontvangen registratierechten. In januari, mei, juni, juli, augustus, oktober en november blijken er significant meer ontvangsten geboekt te worden in vergelijking met de decembermaanden3. Het is vooral in de maanden augustus (+24,597 miljoen euro) en januari (+21,118 miljoen euro) dat de overheid extra registratierechten ontvangt ten 3

Enkel voor de maand december wordt er geen dummy opgenomen. De waarde van één van de dummy’s reflecteert bijgevolg de afwijking van de ontvangsten in de desbetreffende maand ten opzichte van de ontvangsten in december. De ontvangsten in december worden dan bepaald door de waarde van de constante en de waarden van de overige verklarende variabelen.

8


opzichte van de ontvangsten in december. In maart en september int de overheid beduidend minder registratierechten in vergelijking met december.

5. POTENTIËLE GEVOLGEN VAN DE BELASTINGHERVORMING Aan de hand van dezelfde specificatie, via interpretatie van de geïntroduceerde zonedummies, wordt gepoogd na te gaan in hoeverre de hervorming een impact heeft gehad op de ontwikkeling van de ontvangsten. De hervorming kan zich manifesteren in de ontvangsten via 5 potentiële effecten:

• Het tariefeffect De belastinghervorming verlaagde het tarief van de registratierechten, voerde het abattement in en voorziet in de meeneembaarheid van de voorheen betaalde registratierechten. Het voorziene directe tariefeffect van de belastingverlaging betreft dan ook een daling in de door de Vlaamse overheid te ontvangen registratierechten.

• Het uitsteleffect De hervorming kan geleid hebben tot een uitstel van transacties in 2001. Gezinnen hadden eventueel een prikkel om hun aankopen uit te stellen tot na 01/01/2002 om zo van de verlaagde registratierechten te kunnen genieten. Dit uitsteleffect kan dus geleid hebben tot een tijdelijke daling, en nadien tot een tijdelijke toename, van de door de overheid ontvangen registratierechten.

• Het transactie – effect De belastinghervorming kan ook tot een stijging van het aantal transacties hebben geleid, ten gevolge van de door de belastinghervorming geïnduceerde gedragsveranderingen (gezinnen die, bijvoorbeeld, dichter bij de werkplek gaan wonen). Deze eventuele stijging van het aantal transacties heeft bijgevolg een positief effect op de overheidsontvangsten van de registratierechten.

• Het prijseffect In een voorgaande studie (zie“De prijs en het aantal onroerend goed transacties in Vlaanderen: een analyse van de hervorming van de registratierechten van 01/01/2002”) werd aangegeven dat er zich in 2002 een afgetekende stijging van de prijzen heeft voorgedaan die niet te verklaren is op basis van de evolutie van de hypothecaire rente, de inflatie of de conjunctuur. We suggereerden dat hier het prijseffect van de hervorming speelde; door de fiscale lastenvermindering wordt het kopen van onroerend goed aantrekkelijker en dit stimuleert de vraag op de vastgoedmarkt. Bij quasi gelijkblijvend aanbod zal dit een prijsstijging induceren en bijgevolg ook de belastingontvangsten in gunstige zin beïnvloeden.


9


• Het non-compliance – effect Het lijkt plausibel te verwachten dat er van de belastinghervorming ook de tax compliance stimuleert via het mechanisme van de meeneembaarheid. Dit effect zou dus een stijging in de ontvangen registratierechten kunnen veroorzaken. We bespreken hierna de in de resultaten gemarkeerde coëfficiënten van de verschillende dummies die de waarde 1 aannemen in de aangeduide periode en voor de overige observaties gelijk zijn aan 0. FIGUUR 3 :

RESULTATEN

VAN

HET

5

PERIODEN

MODEL

INZAKE

DE

POTENTIËLE

EFFECTEN VAN DE HERVORMING VAN DE REGISTRATIERECHTEN

5 perioden - model Te verklaren variabele:

ontvangen registratierechten (in miljoenen euro’s)

Verklarende variabelen:

10

coëfficiënt

t-waarde

Constante

-25,391

-1,081

Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy Dummy

+21,118 +1,723 -6,073 +1,850 +4,441 +6,952 +14,433 +24,597 -12,825 +5,842 +10,896

+9,275 +0,753 -2,629 +0,802 +1,925 +3,013 +6,168 +10,514 -5,481 +2,507 +4,674

Reële rente (6 maanden vertraagd) Inflatie (6 maanden vertraagd) Algemeen indexcijfer van de consumptieprijzen (6 maanden vertraagd) vertrouwen (6 maanden vertraagd)

-3,654 -1,776 +1,149

-6,107 -2,217 +5,926

+0,267

+4,549

dummy dummy dummy dummy dummy

12/2001 03/2002 03/2003 10/2003 02/2005

– – – – –

-16,866 +0,01135 -7,910 +5,294 +9,878

-4,193 +0,005 -2,687 +2,123 +2,656

R2

=

92,3%

januari februari maart april mei juni juli augustus september oktober november

02/2002 02/2003 09/2003 01/2005 06/2005

(zone 1) (zone 2) (zone 3) (zone 4) (zone 5)


Het model telt in totaal 5 dummy’s: Dummy12/01-02/02 meet het uitstel van verkopen in de periode december 2001 tot en met februari 2002. Dummy 03/02 – 02/03 meet het effect van de hervorming op de ontvangsten in de periode maart 2002 t.e.m. februari 2003. Dummy03/03-09/03 meet het effect van de hervorming op de overheidsontvangsten gedurende de periode maart 2003 t.e.m. september 2003. Dummy10/03-01/05 meet het effect van de hervorming op de overheidsontvangsten voor de periode vanaf oktober 2003 t.e.m. januari 2005. Dummy02/05-06/05 meet het effect van de hervorming op de ontvangsten voor de periode februari 2005 tot het einde van de dataset (juni 2005). Elke dummy correspondeert dus met een afgebakende tijdszone, die we hierna zullen bespreken: •

De hervorming van 01/01/2002 heeft geleid tot het vertragen van de aankoopbeslissingen wat resulteerde in lagere belastingontvangsten gedurende de periode december 2001 tot februari 2002. Dit resultaat bevestigt het uitsteleffect. Ook suggereert dit resultaat dat het uitsteleffect slechts gedurende 3 maanden heeft aangehouden.

•

In zone 2 lijkt er geen effect te zijn van de hervorming van de registratierechten. De niet significante coëfficiënt van de dummy die ingevoerd werd voor de periode 03/2002 – 02/2003 vormt mogelijk een extra bevestiging voor het uitstelgedrag in de voorgaande periode. Het is plausibel te veronderstellen dat de tijdens de maanden december 2001 – februari 2002 uitgestelde ontvangsten wel gerealiseerd werden in de lente van 2002. Deze extra ontvangsten kunnen op dat moment het negatieve tariefeffect van de hervorming gecompenseerd hebben. Anderzijds is het ook denkbaar dat de invoering van de euro tot extra aankopen heeft geleid (zwart/grijs geld dat net voor de invoering van de euro in onroerend goed werd geïnvesteerd) waardoor het negatief effect van de hervorming op de ontvangsten is uitgebleven. Ook kan het eerder in paragraaf 2 besproken effect van de inzinking van de beurzen met vertraging aanleiding gegeven hebben tot extra investeringen in vastgoed en dus tot verhoogde ontvangsten uit de registratierechten.

•

In zone 3 (maart 2003 tot en met september 2003) tellen we vooral maanden tijdens dewelke de ontvangsten zijn gedaald. De dummy die voor deze periode werd ingevoerd is significant. De datareeks lijkt aan te geven dat het in paragraaf 3 gesitueerde tariefeffect (inclusief abattement en meeneembaarheid) vooral in deze periode haar stempel gedrukt heeft op de budgettaire ontwikkelingen. Concreet is er sprake van een daling van de belastingontvangsten met 7,91 miljoen euro per


11


maand. We kunnen anderzijds ook niet uitsluiten dat de reductie die in de ontvangsten zichtbaar wordt, niet het gevolg is van tijdelijke, plaatselijke schaarste aan de aanbodszijde die het aantal transacties heeft afgeremd. •

Ook de dummy verbonden met zone 4 (oktober 2003 - januari 2005) heeft een significante coëfficiënt. Tijdens deze periode zou de overheid volgens dit model + 5,294 miljoen euro extra ontvangen registratierechten per maand genoteerd hebben die dus niet door de macro-economische ontwikkelingen kunnen verklaard worden. De netto-verhoging van de ontvangsten lijkt verband te houden met de prijs- en/of transactie-effecten die in deze periode sterker zijn dan het tariefeffect. Anderzijds valt niet uit te sluiten dat ook de EBA-operatie en de verlaging van de schenkingsrechten op bouwgrond, de woningmarkt aangejaagd hebben.

•

Tenslotte heeft ook de dummy verbonden met zone 5 (februari 2005 – juni 2005) een significante coëfficiënt. De overheid zou, volgens dit model, in deze periode +9,878 miljoen euro extra ontvangen registratierechten per maand genoteerd hebben. De verklaring van deze stijging in de coëfficiënt, ten opzichte van de dummy verbonden met zone 4, proberen we te geven in sectie 5.

Vermelden we tenslotte nog dat de R²-waarde aangeeft dat het model een omvangrijk gedeelte van de variantie in de belastingontvangsten verklaart ( R 2 = 92,3%). 6.

DE VOORSPELLING VAN DE ONTVANGSTEN UIT DE REGISTRATIERECHTEN VOOR DE TWEEDE HELFT VAN

2005

Gegeven het lineaire verband tussen de registratierechten en de variabelen, gegeven de geschatte parameters en gegeven de waarden van de reële hypotheekrente, de inflatie, de prijsindex en het consumentenvertrouwen in de eerste helft van 2005 kunnen we een voorspelling maken van de Vlaamse ontvangsten van de registratierechten in de tweede helft van 2005. (Aangezien we werken met 6 maanden vertraagde variabelen, bepalen de variabelen uit de eerste helft van 2005 de ontvangsten in de tweede helft van 2005). We hebben de gemiddelde ontvangsten voor de periode juli 2005 – december 2005 voorspeld. We presenteren het 95% betrouwbaarheidsinterval met betrekking tot de voorspelde verwachte ontvangsten. Met 95% zekerheid liggen de verwachte ontvangsten in de tweede helft van 2005, bij constant blijven van het geschatte verband, in dit interval. De werkelijk gerealiseerde ontvangsten in de tweede helft van 2005 zullen niet noodzakelijk in dit interval liggen, aangezien de werkelijke ontvangsten kunnen afwijken van de (statistisch) verwachte ontvangsten. De analyse presenteert enkel de voorspellingen met betrekking tot de ontvangsten die statistisch gezien verwacht kunnen worden. We verwachten dus dat de ontvangsten liggen tussen (bedragen in miljoen euro):

12


Juli 2005 Augustus 2005 September 2005 Oktober 2005 November 2005 December 2005

109,7204 122,4967 87,10159 104,7413 107,8899 97,9617

122,7605 135,5293 100,2886 117,8365 121,0413 111,3561

TOTAAL

629,9116

708,8123

Gegeven de reeds ontvangen opbrengsten in de eerste helft van 2005 (deze bedragen 625,69 miljoen euro), verwachten we op jaarbasis gecumuleerde ontvangsten uit de registratierechten die tussen de 1.255,60 en 1.334,50 miljoen euro bedragen. De Vlaamse overheid raamde initieel voor 2005 een opbrengst van de registratierechten gelijk aan 1.208,831 miljoen euro. Indien het hierboven geschatte verband (inclusief dummy in zone 5) zich doorzet ook in de tweede helft van 2005, dan kan de Vlaamse overheid een meeropbrengst met betrekking tot de registratierechten verwachten (ten opzichte de initieel begrote ontvangsten voor 2005) die ligt tussen de 46,77 en 125,67 miljoen euro4.

7.

DISCUSSIE

In deze sectie bespreken we de oorzaken van de sterke stijging van de ontvangsten van de registratierechten vanaf februari 2005 die worden gemeten door de dummy variabele dummy02/05-06/05. Deze dummy meet de extra stijging in de ontvangsten die nog niet wordt verklaard door de overige in het model opgenomen variabelen. Zo meet deze dummy de extra stijging boven op de stijging ten gevolge van, bijvoorbeeld, de verdere daling van de reële hypothecaire rente. De verklaring kan gezocht worden in diverse richtingen: de belastinghervorming van 01/01/2002, substitutie-effecten, overwaardering van woningprijzen, overige niet-geïdentificeerde vraagof aanbodsschokken. de belastinghervorming d.d.01/01/2002 Dat de ontvangsten vanaf oktober 2003 gestegen zijn (dummy10/03-01/05 uit zone 4 heeft een positieve coëfficiënt van +5,294 miljoen euro) werd in sectie 5 verklaard door het feit dat het prijseffect en het transactie-effect groter zijn dan het tariefeffect. Vanaf februari 2005 zijn de ontvangsten echter nog meer gestegen. Dit zou dus kunnen impliceren dat het prijseffect en het transactie-effect nog groter zijn geworden dan het tariefeffect. Het lijkt echter logisch om te veronderstellen dat het effect van de 4 Indien we niet de verwachte opbrengsten voorspellen maar wel een voorspelling doen met betrekking de individuele waarden voor de ontvangsten van de registratierechten, dan zullen de ontvangsten in de tweede helft, met 95% betrouwbaarheid, liggen tussen 586,76 en 751,966 miljoen euro. In vergelijking met de initieel


13


hervorming van de registratierechten in 2005 reeds in de vastgoedprijzen verrekend zit. Het prijseffect kan dan bijgevolg de extra stijging in de ontvangsten niet verklaren. Deze extra stijging zou dan te danken zijn aan het sterker worden van transactie-effect. Het lijkt dan ook aangewezen om in de loop van 2006 de data van het N.I.S. met betrekking tot het aantal vastgoedtransacties in Vlaanderen te verzamelen om te kunnen nagaan of deze data de hypothese van het sterker wordend transactie-effect effectief ondersteunt. Anderzijds wijzen de dummies uit dat er sinds de hervorming, met uitzondering van de periode van 6 maanden in 2003, sprake is van een structurele verhoging van de ontvangsten die mogelijk te wijten is aan de hervormingsoperatie. substitutie-effecten De extra transacties worden wellicht ook gedreven door beleggingsmotieven. Net als de gunstige beursconjunctuur in de periode 1996-1999 deels het gevolg was van het TINAgegeven5, vermoeden we dat de huidige vastgoedmarkt eveneens aan aantrekkingskracht heeft gewonnen omdat er geen, of weinig valabele beleggingsalternatieven zijn. Als dusdanig heeft de hoogte van de return op andere beleggingen een invloed op de investeringen in onroerend goed. Een lage opbrengst op de beleggingsportfolio leidt tot een herallocatie van de besparingen, weg van aandelen en kasbons en obligaties, in dit geval richting investeringen in onroerend goed (met extra transacties en met prijsstijgingen tot gevolg). In een vorige paper: “De prijs en het aantal onroerend goed transacties in Vlaanderen: een analyse van de hervorming van de registratierechten van 01/01/2002” vonden we inderdaad een negatief verband tussen de return op alternatieve beleggingen (reële rente op middellange termijn) en de prijsstijging van onroerend goed in de periode 1991 – 2003. Omwille van multicollineariteitsproblemen werd in deze schatting de variabele die de renteopbrengsten uit kasbons meet achterwege gelaten. Niettemin zijn we van mening dat dit substitutie-effect zal gespeeld hebben. Anderzijds impliceert dit dat indien het monetaire beleid omwille van inflatiedreiging zou verstrakken in de eerstkomende jaren, dan allicht moet rekening gehouden worden met een reductie in de ontvangsten als gevolg van de reductie van dit substitutie-effect. - de overgewaardeerde vastgoedmarkt De ook nog in 2005 sterk toegenomen ontvangsten kunnen ook te wijten zijn aan een zgn. ‘housing market bubble.’ Sterke prijsstijgingen die niet door wijzigingen in fundamentele variabelen (bvb. verhoogd rendement, verhoogde kwaliteit,…) kunnen verklaard worden, kunnen ook in woningmarkten wel degelijk voorkomen. Volgens Catte & al. (2004,31) is er in de woningmarkt sprake van inertie en informatieproblemen omwille van het feit dat de markt beheerst wordt door kleine investeerders, de verhandelde goederen zeer heterogeen en ondeelbaar zijn en de transactiefrequentie eerder aan de lage kant is. Bovendien wijzen ze op de afwezigheid van hedging instrumenten. In zo’n context kunnen de prijzen sterk gedreven worden door de verwachtingen en daardoor dus afwijken van hun onderliggende fundamentele waarde. begrote ontvangsten voor heel 2005, impliceert deze voorspelling een meerontvangst die ligt tussen 3,62 en 168,83 miljoen euro. 5 TINA staat voor There Is No Alternative.

14


Of er sinds begin 2005 sprake is van overwaardering van vastgoedactiva, is bij ons weten nog niet bewezen voor de Belgische vastgoedmarkt. Case & Shiller (2003) stellen dat exuberante prijsstijgingen op zich niet voldoende zijn om van een dergelijke bubble te spreken. Er moet sprake zijn van een toename van het aantal kopers die vastgoed zien als een belegging, gekoppeld aan een sterk geloof in de blijvend hogere returns die deze investering zou kunnen opleveren. Overdreven verwachtingen vormen een centraal element in het verhaal. Verder blijken in tijden van bubbles een aantal fallacies of foutieve wijsheden het koopgedrag te beheersen en zijn de kopers in een staat van ‘arousal’. Hoe meer de prijzen stijgen, hoe meer kandidaat-investeerders in een staat van opwinding geraken en het voorbeeld van hun collega’s zullen volgen. Hierdoor ontstaat er seriële correlatie in returns en woningprijzen op vastgoedprijzen: de prijzen van enkele kwartalen terug verklaren in zeer sterke mate de prijzen van vandaag. Empirische studies (bvb. Cho,1996) tonen aan dat er sprake is van dergelijke clustering in vastgoedmarkten: zowel de woningprijzen als de extra-returns blijken op korte termijn in de tijd te correleren. Dit is het gevolg van overoptimisme en, zoals Shiller stelt, van meer risicozoekend gedrag bij kopers. Case en Shiller die housing market bubbles in detail bestudeerden voor de V.S. geven aan dat het evenwel moeilijk is om dergelijke bubble-effecten te onderscheiden van de toenemende vraag van kopers, die voor het eerst en zonder speculatieve bedoelingen op de woningmarkt treden en die, voornamelijk vrezen op termijn te worden geconfronteerd met de afwezigheid van een nog betaalbaar woningaanbod. Lunde (2005) die evidentie aanreikt van het bestaan van een vastgoedbubble in Denemarken, waarschuwt voor de negatieve vermogenseffecten en de bancaire risico’s die het gevolg kunnen zijn van een grote inzinking in de vastgoedmarkt. Het is dus belangrijk dergelijke exuberante prijsstijgingen die niet op rationele gronden te verklaren zijn te temperen van overheidswege. Het stilvallen van de woningtransacties of het instorten van de prijzen legt overigens ook een hypotheek op de overheidsontvangsten uit de transactiebelastingen. De mate waarin de overheidsontvangsten geaffecteerd worden bij het doorprikken van dergelijke prijsbubbles hangt ook af van wat in de literatuur (Case & Shiller,2003) het reservatieniveau van de prijzen genoemd wordt. Verkopers blijken namelijk vaak vast te houden aan de intrinsieke prijs die ze voor het onroerend goed bepaald hadden. Woningprijzen vertonen in realiteit dus een neerwaartse rigiditeit, zolang er voldoende kandidaat-kopers in de markt zijn. De eventuele prijscorrecties en de gevolgen voor de overheidsontvangsten kunnen door het geschatte model niet worden voorspeld. Het verdient evenwel aanbeveling om de mate van overwaardering en de mogelijke gevolgen ervan in kaart te brengen.


15


8.

CONCLUSIE

De schattingen herbevestigen de conjunctuurgevoeligheid van de ontvangsten van de registratierechten. Er is duidelijk een negatief verband tussen de reële hypothecaire rente en de ontvangen registratierechten. Ook is er een negatief verband tussen de inflatie en de registratierechten. Een stijging van het algemeen prijsniveau en het consumentenvertrouwen doet de ontvangsten echter stijgen. De invloed van deze variabelen is 6 maanden vertraagd. Bovendien zijn er, door de specifieke werking van de administratie, meer ontvangsten in januari, mei, juni, juli, augustus, oktober en november. Beduidend minder ontvangsten zijn er in maart en september. Indien het geschatte verband zich doorzet ook in de tweede helft van 2005, dan kan de Vlaamse overheid een meeropbrengst met betrekking tot de registratierechten verwachten (ten opzichte de initieel begrote ontvangsten voor 2005) die ligt tussen de 46,77 en 125,67 miljoen euro. Voorzichtigheid blijft echter geboden bij het interpreteren van de resultaten met betrekking tot de effecten van de hervorming van de registratierechten op de overheidsontvangsten. Het lijkt aangewezen om in de loop van 2006 deze resultaten te analyseren in het licht van het aantal geregistreerde vastgoedtransacties in Vlaanderen. Ook lijkt het aangewezen om verder te onderzoeken in welke mate de vastgoedprijzen in Vlaanderen overgewaardeerd zijn en wat de mogelijke gevolgen van een prijscorrectie kunnen zijn voor de ontvangsten van de Vlaamse fiscus.

16


GERAADPLEEGDE LITERATUUR Borio,C. & Mc Guire,P. (2004) Twin Peaks in equity and housing prices, BIS Quarterly Review, maart 2004: 79-93. Case,K.E. & Shiller, R.J. (2003) Is there a bubble in the housing market? An analysis, Brookings papers on economic activity, 2. Catte,P., Girouard,N., Price, R. & André,C. (2004) Housing markets, wealth and the business cycle, OESO-Economics departement working paper, n°394. Cho,M. (1996) House price dynamics: a survey of theoretical and empirical issues, Journal of housing research, 7(2). Edelstein,R.H. & Lum,S.K. (2004) House prices, wealth effects and the Singapore macroeconomy, Journal of housing economics, 13(4):342-367. Lunde,J. (2005) Fluctuations and stability in the Danish housing market:background, causes and policy, paper to the Fundacion Ramon Areces Conference on housing fluctuations in Europe: causes and policy options, madrid, 8-9 april 2005. Ortalo-Magné, F. & Rady,S. (2004) Housing transactions and macroeconomic fluctuations: a case study of England and Wales, Journal of housing economics, 13(4):287-303. Stein,J.C. (1995) Prices and trading volume in the housing market: a model with downpayment effects, Quarterly journal of economics,110:379-406. Tsatsaronis,K. & Zhu,H. (2004) What drives housing price dynamics: cross-country evidence, BIS Quarterly Review, 65-78.


17

De conjunctuurgevoeligheid van de Vlaamse registratierechten en het belang van de hervorming voor de evolutie van de ontvangsten

Recommend Documents