Economic Notes Research

Economic Research Notes

5 april 2011

Ontwikkelingen op de Europese huizenmarkt Waardering, verklaring & toekomstvisie

Ondanks de afkoeling in de voorbije jaren blijft de vrees bestaan dat de EU-huizenmarkten nog duur zijn geprijsd en dat prijsdalingen nodig blijven om de excessen uit het verleden te corrigeren. Op het eerste gezicht zijn de price-toincome en price-to-rent ratio’s nog altijd hoog. Ook voor België is dat zo. Bij gebrek aan een goed referentiepunt bieden beide waarderingsmaatstaven echter weinig houvast om het huidige prijsniveau op een statistisch zinvolle manier te evalueren. Het probleem is dat de ratio’s geen stationaire reeks zijn, waardoor er geen evenwichtsniveau is waarmee we de huidige waarde kunnen vergelijken. Een alternatieve benadering is de earnings-bond yield ratio. Die relateert de inverse van de price-to-rent ratio tot de rente. Voor België kunnen we de ratio over een lange periode berekenen en blijkt die bovendien stationair zodat we over een zinvolle referentie beschikken. Volgens deze benadering was de Belgische huizenmarkt tussen 2005 en 2009 stevig overgewaardeerd, maar door de rentedaling in 2010 kwam daaraan een einde. Aan de huidige opnieuw hogere rente wijst de ratio op een lichte overwaardering. De huizenprijsontwikkeling in 1980-2010 kan voor België en de EMU in een langetermijnrelatie worden gevat. Die impliceert een stabiel evenwichtsverband tussen de reële huizenprijs enerzijds en het reële beschikbare inkomen, de reële rente, de werkloosheidsgraad en de bevolkingsomvang anderzijds. Voortgaande op data van Q3 2010 komt de feitelijke huizenprijs in België en de EMU behoorlijk overeen met de prijs die op grond van deze fundamenten mag worden verwacht. Er is dus geen noodzaak dat de prijs substantieel moet corrigeren om met het evenwichtsniveau van dat ogenblik in lijn te komen. Wel kan de fundamentele waarde zelf wijzigen in functie van de verwachte ontwikkeling van de determinanten. Een simulatie leert dat de (nominale) huizenprijzen tot 2015 verder kunnen stijgen met 3% per jaar in België en met 2% per jaar in de EMU. Voor andere EU-landen kon door datagebrek geen langetermijnverband worden geschat. Onze prognose, onder meer gebaseerd op een geschatte kortetermijnvergelijking, gaat ervan uit dat de vastgoedmalaise in Spanje, Griekenland en Hongarije zeker nog in 2011 zal aanhouden. Ierland zal nog een langere tijd met huizenprijsdalingen te maken krijgen. In de andere landen zet het aan de gang zijnde huizenmarktherstel zich voort, maar de verwachte jaarlijkse prijsstijgingen zullen wel beduidend lager uitvallen dan die in de hausseperiode vóór 2008.

@

U bent al KBC-Online-cliënt? Dan kunt u gratis Economic Research Notes ontvangen per e-mail. Surf naar www.kbc.be/ sb/e-nieuwsbrieven en registreer uw gegevens.

Ontwikkeling van de Europese huizenprijzen in 1999-2010 De Europese huizenmarkt vertoonde het afgelopen decennium een stevige expansie, die vanaf 2008 in het zog van de financieel-economische crisis werd gevolgd door een terugval. In de periode 1999-2007 stegen de prijzen van woongebouwen in de landen van de verruimde EU met gemiddeld 7,6% per jaar. In de EMU was dat gemiddeld 6,0% per jaar. Die sterke groei verhult aanzienlijke verschillen op het niveau van de individuele landen (zie grafiek 1). De hoogste jaarstijgingspercentages (tussen 15 en 25%) werden opgetekend door nieuwe EU-lidstaten, meer bepaald de Baltische Staten, Slowakije, Hongarije en Bulgarije (1). In Polen en Tsjechië was de prijsdynamiek wat minder uitbundig. In de Centraal- en Oost-Europese landen verbergen de hoge gemiddelde percentages een relatief grote volatiliteit door de jaren heen. Die is vermoedelijk voor een deel te wijten aan de mindere kwaliteit van de beschikbare huizenprijsdata op het vlak van dekking en representativiteit (zie de kadertekst op blz. 3 over de beschikbaarheid en kwaliteit van huizenprijscijfers in de EU). Binnen de eurozone waren vooral Spanje, Frankrijk, Ierland, Griekenland en Luxemburg uitschieters, met een gemiddelde prijsstijging rond 10% per jaar. In het VK en Denemarken namen de prijzen in de vermelde periode met eveneens circa 10% per jaar toe. Aan het andere eind vinden we Duitsland, Oostenrijk en Portugal, waar de huizenprijsstijging ver op de andere lidstaten achterbleef. In België lag de gemiddelde prijsstijging in de buurt van het EU-gemiddelde. Vergeleken met de ontwikkeling in de EMU lag de prijsstijging er vooral in 2005-2007 hoger (zie grafiek 2).

Op de vastgoedboom tot 2007 volgde de voorbije jaren een forse neergang. De datering van het begin van die neergang was wel erg verschillend tussen de lidstaten. In sommige landen (vooral het VK en Ierland) verzwakte de dynamiek van de huizenprijzen al vanaf de tweede helft van 2005, lang vóór het uitbreken van de wereldwijde financiële crisis. Tegen de zomer van 2008 was het jaarstijgingstempo van de huizenprijzen voor de eurozone als geheel teruggevallen tot iets boven 2%, komende van een piek van bijna 8% begin 2005. Voor de gehele EU was het jaarstijgingstempo in 2008 zo goed als nul. Het VK, Ierland, Denemarken, Polen en de Baltische Staten lieten al in 2008 prijsdalingen optekenen. In het najaar van 2008 mondden de subprimecrisis en de val van Lehman Brothers in de VS uit in een wereldwijde economische recessie, die ook de Europese woningmarkt zwaar trof. Met uitzondering van Oostenrijk en Luxemburg was vanaf het voorjaar van 2009 de afkoeling overal overgegaan in dalende huizenprijzen. Voor de gehele EU bereikte de jaardaling in het voorjaar van 2009 een piek van bijna 5%. In het algemeen wijzen de cijfers erop dat de landen die in de jaren tot 2007 de sterkste stijging van de woningprijzen lieten optekenen, doorgaans de landen zijn waar nadien de grootste correctie heeft plaatsgevonden (zie grafiek 3). Sinds begin 2010 vertoont de Europese huizenmarkt opnieuw tekenen van een voorzichtig herstel (zie tabel 1). In het tweede en derde kwartaal van 2010 lagen de prijzen in de EU terug 2,4% hoger dan een jaar eerder. Dat patroon verhult opnieuw uiteenlopende ontwikkelingen in de verschillende lidstaten. In Zweden en Finland kwam het herstel op de vastgoedmarkt al vroeg in 2009 op gang en was het ook relatief stevig. Ook België en Frankrijk kenden vanaf het tweede kwartaal van 2010 terug relatief grote jaarstijgingen. Anderzijds bleven heel wat landen (vooral Ierland, Griekenland, Spanje, Slowakije en Bulgarije, maar ook Italië, Nederland en Denemarken) dalende huizenprijzen optekenen. Voor een deel betreft het lidstaten

Grafiek 1 - Huizenprijzen in de Europese Unie

Grafiek 2 - Huizenprijzen in België versus EMU

(jaarwijziging in %, periodegemiddelden)

(jaarwijziging in %)

25

20

20

15

15

10

10

5

5

0

Sp

1999-2007 1999-2010 (*) Cijfers vanaf 2002

rie Ie ke rla nl nd an d

rg ië n U ië d lië U nd al rijk d ijk n kr rke bu jech ede E elg rlan Ita EMinla rtugten slan m B de anma s w F Po os uit r F e xe T Z O D n Ne Lu e D

a Ponje le n

(*) (*) (*) kije rije rije K nd en d a a a V la uw tlanlow ong ulg t Es ito Le S H B L

G

0

Bron: zie kader blz. 3

-5 -10 1981

85

89

93

97

2001

05

09

EMU België Bron: ECB

(08

KBC%HOJLs Economic Research Notes

2

Beschikbaarheid en kwaliteit van huizenprijscijfers in de Europese Unie Eurostat maakte onlangs bekend dat zij werkt aan de ontwikkeling van geharmoniseerde huizenprijsindices voor de EU-lidstaten (zie “Experimental house price indices for the euro area and the European Union”, Eurostat Research Paper, December 2010). De bedoeling is om vanaf 2012 kwartaalcijfers van deze indices te publiceren volgens een gemeenschappelijke methode, met onder andere een correctie voor kwaliteitswijzigingen van het onderliggende vastgoed doorheen de tijd. Eurostat heeft hiertoe intussen met de nationale instellingen voor statistiek pilootprojecten opgestart en stelde in het vermelde rapport van eind 2010 reeds ‘experimentele’ huizenprijsindices voor. Mede doordat de indices nog voor heel wat landen ontbreken en de historiek slechts teruggaat tot 2005, zijn zij voorlopig weinig bruikbaar. De in onze nota gebruikte cijfers van de huizenprijzen van de EMU-lidstaten werden bekomen van de Europese Centrale Bank (www.ecb.europa.eu, Statistical Data Warehouse). Die produceert de data niet zelf maar verzamelt ze van diverse (niet-geharmoniseerde) nationale bronnen, doorgaans de nationale instelling voor statistiek of de nationale bank. De ECB gebruikt de landencijfers om tot een aggregaat voor de eurozone te komen. Zij waarschuwt ervoor dat de aangeleverde huizenprijscijfers van de individuele landen met de nodige voorzichtigheid moeten worden geïnterpreteerd aangezien de dekking en representativiteit ervan niet altijd dezelfde zijn. Daardoor zijn de cijfers van wisselende kwaliteit en niet altijd volledig vergelijkbaar tussen de landen onderling. Voor België, Frankrijk, Nederland, Finland, Slowakije, Slovenië hebben de ECB-cijfers enkel betrekking op bestaande woningen. Voor Duitsland, Luxemburg, Spanje, Oostenrijk, Griekenland, Ierland, Portugal en Italië betreffen zij zowel bestaande als nieuwe woningen. De Griekse cijfers omvatten alleen de prijzen voor appartementen. Met uitzondering van Italië zijn voor alle landen cijfers op kwartaalbasis beschikbaar. Om tot een EMU-aggregaat te komen, vormt de ECB de halfjaarlijkse prijsindicator voor Italië om tot een driemaandelijkse indicator. De door de ECB gepubliceerde prijscijfers voor de EMU als geheel gaan terug tot 1980, maar voor de individuele lidstaten (met uitzondering van België) is dat niet het geval. Voor de landen waarvoor de door de ECB gepubliceerde cijfers niet ver teruggaan in de tijd, hebben we de tijdreeks zelf aangevuld met beschikbare cijfers vanaf 1995 van diverse nationale officiële bronnen. De ECB verschaft geen huizenprijscijfers voor de niet-EMU-landen. De door ons gebruikte kwartaalcijfers voor het VK, Zweden en Denemarken betreffen nationale officiële reeksen en hebben een ruim bereik (bestaande en nieuwe woningen). Meer nog dan voor de oude EU-lidstaten zijn de beschikbare huizenprijscijfers voor de nieuwe, Centraal- en Oost-Europese lidstaten van erg wisselende kwaliteit. De door ons gebruikte data werden bijeengebracht van diverse nationale bronnen (instelling voor statistiek of nationale bank), de European Mortgage Federation (www.hypo.org) en/of Global Property Guide (www. globalpropertyguide.com) en gaan terug tot 1998. De tijdreeksen betreffen jaarcijfers. Kwartaaldata zijn enkel voor recente jaren beschikbaar. Tot het begin van de jaren 2000 hebben de cijfers een beperkte dekking en betreffen zij alleen de huizenprijzen in de hoofdsteden al dan niet aangevuld met die van andere belangrijke steden. Voor Hongarije en Bulgarije is dat ook voor recente data het geval. Voor Tsjechië en Polen zijn voor de recente jaren wel cijfers beschikbaar die in een voldoende ruime mate de nationale vastgoedmarkt dekken. Bovendien omvatten de cijfers alleen voor deze beide landen zowel bestaande als nieuwe woningen. Meer nog dan voor de andere landen zijn de data van de Baltische Staten van erg twijfelachtige kwaliteit. Niet alleen tussen de Centraal- en Oost-Europese landen onderling, ook doorheen de tijd zijn de huizenprijzen trouwens niet perfect vergelijkbaar. Dat komt doordat de aard van het onderliggende vastgoed in de nieuwe EU-lidstaten meer dan in de oude in de loop der jaren is gewijzigd als gevolg van kwaliteitsverbeteringen.

KBC Economic Research Notes

3

Table 1 - Recente ontwikkeling huizenprijzen in de EU (jaarwijziging in %) België Duitsland Frankrijk

2008

2009 Q1

2009 Q2

2009 Q3

2009 Q4

2010 Q1

2010 Q2

2010 Q3

2010 Q4

4,8 1,0

0,9 0,7

-2,2 -1,1

-1,4 -0,6

1,2 -0,7

3,8 -1,5

6,0 0,7

5,6 1,4

.. 1,5

1,2

-6,9

-9,3

-7,9

-4,4

1,6

6,2

8,6

..

Nederland Luxemburg Oostenrijk Finland Ierland

2,9 3,1 1,3 0,6

-0,3 0,1 4,3 -5,5

-2,8 1,2 4,9 -3,6

-5,1 0,2 3,4 0,4

-5,0 1,4 1,9 7,9

-4,4 4,1 5,7 11,4

-1,9 3,7 5,3 10,3

-0,6 4,1 5,0 7,8

-1,0 .. .. 5,3

-9,1

-11,0

-11,6

-13,8

-18,5

-18,9

-17,0

-14,8

-10,8

Italië Spanje Portugal Griekenland

2,6 0,7 3,9 1,7

.. -7,6 2,7 -3,3

-0,2 -7,7 0,3 -2,5

.. -7,0 -0,8 -5,1

-0,6 -4,3 -0,6 -4,0

.. -2,9 1,3 -1,8

-0,3 -0,9 1,6 -4,7

.. -2,2 2,8 -4,3

-3,5 1,6 -5,7

Zweden Denemarken VK

2,9 -8,6 -0,9

-2,3 -12,8 -16,5

0,2 -18,4 -11,7

1,4 -7,0 -3,0

7,1 -10,1 3,4

10,7 -2,7 8,8

8,9 1,6 9,5

.. 4,8 4,5

.. .. 0,7

Slovenië Slowakije Tsjechië Polen Hongarije Bulgarije Estland Letland Litouwen

3,1 22,1 13,2 -13 1 3,3 -28,5 -18,4 -20

-7,1 -4,3 2,9 6,7 -4,8 -12,4 -10,1 -23,1 -10,4

-9,8 -13,4 -4,3 0,6 -0,6 -9,7 -7,8 -34,3 -10,1

-10,9 -14,3 -6,6 -1,8 -8,3 -4,5 -6,7 -12,4 -6,7

-5,1 -12,3 -6,3 -2 -11,3 -1,9 5,2 3,3 -5,1

1,1 -8,3 -5,7 0,9 -6,3 -2,3 1,4 10,4 -2,9

4,1 -3,7 -0,2 4,9 -10,7 -0,8 0,0 7,2 -1,6

4,6 -1,3 0,9 1,1 .. -1,2 -0,5 2,0 0,5

1,5 -2,1 .. .. .. .. .. .. ..

0,1 1,5

-4,5 -2,6

-4,8 -3,7

-4,1 -3,9

-1,8 -1,5

0,8 0,2

2,4 1,6

2,4 2,6

.. 2,8

EU EMU

Bron: zie kader blz. 3 De cijfers voor de EU werden door ons berekend als een gewogen gemiddelde van die van de lidstaten.

Grafiek 4 - Huizenprijzen en conjunctuurcyclus in de EMU

Grafiek 3 - Terugval in de huizenprijzen tijdens de voorbije jaren (van piek tot dal, in %)

0 -10

4

10

3

8

2

-20

6

1

-30

0

4

-1

2

-40

-2

0

-50

-3 e e n n nd e ke VKarij akij tla uw ar g w n o LeLito em Ho Sl n De

Bron: zie kader blz. 3

d d ië en d al ijk lië rg ijk ië ije kr ch ar lan an lg ed lan ug nr Ita bu anTsje ulg Fin erl BeZw its ort ste m r d F B xe Du P Oo Ne Lu

-4

an

d

-5

rie

ke

nl

-6 1985

G

Ie

rla

nd

nd

la st

Po Sp len an je

-60 E

-2

-4



89

93

97

2001

05

09

-6

Outputkloof (afwijking reëel bbp van potentieel bbp, in % potentieel bbp, linkseOutputkloof schaal) (afwijking reëel bbp van potentieel bbp, in % potentieel(jaarwijziging bbp, linkseinas) Reële huizenprijzen %, rechtse schaal) Bron: ECB, Reële huizenprijzen (jaarwijziging in %, rechtse as)OESO

KBC Economic Research Notes

4

Hoewel bovenstaande maatstaven frequent in huizenmarktanalyses (onder meer ook door de OESO) worden gehanteerd, moeten zij met de nodige voorzichtigheid worden geïnterpreteerd. Een belangrijk probleem is dat de gebruikte tijdreeksen van de huizenprijzen te kort zijn door een gebrek aan historische gegevens. Hierdoor komt het gemiddelde van de beschikbare dataset allicht niet met een langetermijnevenwichtsniveau overeen. De vergelijking van de huidige waarderingsratio met dat niveau levert dan een vertekend beeld op, waardoor zij niet langer als statistisch zinvolle waarderingsmeeting kan doorgaan. We beschikken dus niet over een referentiepunt om het huidige prijsniveau goed te kunnen waarderen. Technisch gesteld, is er het probleem dat de price-to-income ratio en price-to-rent ratio over de beschouwde periode geen zogenoemde stationaire reeks zijn (dat wil zeggen dat de waarden

Grafiek 6 - Verhouding huizenprijs en huuropbrengst

Grafiek 5 - Verhouding huizenprijs en gezinsinkomen

(price-to-rent ratio, periodegemiddelde = 100 (*))

140

140

120

120

100

100

80

80

Piek tijdens vastgoedhausse Q3 201 (*) EMU-lidstaten (ex. Griekenland), VK & Denemarken: periodegemiddelde 1995-2010 Centraal-Europa, Griekenland: periodegemiddelde 1999-2010 Bron: AMECO-database EC (data gezinsinkomen)

Piek tijdens vastgoedhausse Q3 2010

60

d ië jk K je lg kri V ari MU lan lg E Fin Be ran F Bu Sp

d

n

le

la n

Ie r

Sp

Po

je

e je l k n hië en ga nrij rije nd VK lgië krijktaliëand landrke nd nd kij ari MU I l tla stla jectouwortu ste nga itsla wa ulg E e s Be ran Fin der ma o T Li P Oo o u L E F e Sl B H D Ne en D an

60

lië

Ita

k ië ije ije d d al d r nd rij ak rlan tlan tug nlan la ten jech ga s w r n e t e s s i e o ed L o k o T l o u P H S N D O ie Gr

nd

160

rla

160

Ie

(price-to-income ratio, periodegemiddelde = 100 (*))

n

Ondanks de aanzienlijke afkoeling van de prijzen in 2007-2009 blijft de vrees bestaan dat de huizenmarkt in (bepaalde lidstaten van) de EU nog altijd duur is geprijsd en verdere prijsdalingen noodzakelijk blijven om de excessen uit het verleden te corrigeren. Om na te gaan of woningen duur zijn geprijsd, wordt in de literatuur vaak gebruik gemaakt van eenvoudige waarderingsmaatstaven die de woningprijzen relateren aan inkomen en huurprijzen. De huidige waarde van die verhouding wordt dan vergeleken met het langetermijngemiddelde dat verondersteld wordt overeen te komen met een evenwichtsniveau. Een eerste verhouding is die tussen de huizenprijzen en het per capita beschikbare gezinsinkomen. Wanneer deze zogenoemde price-to-income ratio te fors boven zijn langjarig gemiddelde uitstijgt, is dat een indicatie dat de financieringscapaciteit van de gezinnen in het gedrang komt en de huizenprijzen allicht te sterk zijn doorgestegen. Als dusdanig meet de ratio de betaalbaarheid van het eigenwoningbezit voor een doorsnee gezin. Grafiek 5 laat zien dat de ratio voor heel wat Europese landen ondanks de jongste prijsdalingen nog altijd boven het gemiddelde van de beschouwde periode uitstijgt. In het VK, België en Frankrijk overschrijdt de ratio dat gemiddelde nog met meer dan 25%, voor de EMU als geheel is dat 7% (3). België is bovendien het enige Europese land waar de ratio de voorbije jaren niet is teruggevallen. In de landen waar de huizenprijzen

Een andere eenvoudige waarderingsmethode voor de vastgoedmarkt vergelijkt de huizenprijzen met de huurprijzen (zogenoemde price-to-rent ratio). Volgens deze benadering, die vergelijkbaar is met die van de koers/winstverhouding voor aandelen, mag de prijs die iemand bereid is te betalen voor een woning niet fors afwijken van de geactualiseerde stromen van al haar toekomstige (impliciete) huuropbrengsten. Wanneer de prijs van koopwoningen te sterk tegenover de huurprijzen stijgt, dan wordt het huren van een woning relatief aantrekkelijk en zullen de huizenprijzen de neiging vertonen om te gaan dalen (4). In de praktijk relateert men bij de berekening van de ratio doorgaans de huizenprijzen aan de component van de huurwaarde in de (geharmoniseerde) consumptieprijsindex. Net als de priceto-income ratio blijft ook de price-to-rent ratio na de voorbije terugval in de prijzen voor nagenoeg dezelfde landen boven het gemiddelde van de beschouwde periode (zie grafiek 6).

Po le

Waarderingsmaatstaven woningprijzen

het sterkst terugvielen (Ierland, Letland en Estland), ligt de ratio opnieuw ver beneden dat gemiddelde.

an je

waar ook op het vlak van de economische conjunctuur het herstel achterblijft of de recessie blijft voortduren. De Europese huizenprijzen hebben meer algemeen tijdens de voorbije decennia een uitgesproken verband met de ontwikkeling van de reële economische activiteit vertoond, waarbij keerpunten de neiging hadden om samen te vallen (2). De hausse van het afgelopen decennium vormde daarop evenwel een uitzondering (zie grafiek 4).

Piek tijdens vastgoedhausse Q3 2010 (*) EMU-lidstaten (ex. Griekenland), VK & Denemarken: periodegemiddelde 1995-2010 Centraal-Europa, Griekenland: periodegemiddelde 1999-2010 Bron: ECB (data huuropbrengst)

KBC Economic Research Notes Piek tijdens vastgoedhausse Q3 2010

5

niet schommelen rond een gemiddelde) (5). Of anders gesteld, de huizenprijzen vertonen geen stabiele langetermijnrelatie met inkomen respectievelijk huurprijzen over de beschouwde periode (6). De price-to-rent ratio is bovendien maar zinvol als waarderingsmaatstaf in de mate dat ook de gebruikskost van het eigenwoningbezit in rekening wordt gebracht. Die bestaat naast de kosten van onderhoud en herstelling en een vastgoedbelasting uit de gederfde opbrengst die een woningbezitter zou kunnen verdienen op een alternatieve belegging. In een evenwicht op de vastgoedmarkt moet de verwachte jaarlijkse kost van eigenwoningbezit gelijk zijn aan de huurprijs. Indien we de langetermijnrente hanteren als opportuniteitskost van de vastgoedinvestering betekent dit: HP x (R + K) = RP

(1a)

waarbij: HP R K RP

= = = =

Huizenprijs Langetermijnrente Overige kosten (onderhoud, herstelling, belasting,…) Huurprijs

Wanneer we bovendien abstractie maken van de overige kosten van woningbezit (K = 0), betekent dit dat in een evenwicht de inverse van de price-to-rent ratio gelijk is aan de langetermijnrente: RP/HP = R

(1b)

Wanneer de verhouding tussen de inverse van de price-torent ratio en de langetermijnrente lager (groter) is dan 1, dan wijst zij op een over(onder)waardering van de vastgoedprijzen.

Deze waarderingsbenadering is vergelijkbaar met die van de earnings-bond yield op de aandelenmarkt. Aangezien huizenen huurprijsdata enkel op indexbasis beschikbaar zijn, is het evenwel onmogelijk een dergelijke absolute waarderingsberekening te maken. Wel kunnen we ervan uitgaan dat over een langere periode beschouwd evenwichtsrelatie (1b) opgaat. Grafiek 7 toont de earnings-bond yield ratio voor de Belgische huizenmarkt, uitgedrukt als procentuele afwijking van het periodegemiddelde (1984-2010) (7). Een waarde lager (hoger) dan 100 wijst op een over(onder)waardering van de vastgoedprijzen  (8). De test op stationariteit wijst uit dat de verhouding een stationaire reeks is (d.w.z. dat zij over de beschouwde periode schommelt rond de waarde 100) (voor de price-to-income ratio en de price-to-rent ratio is dat niet het geval). Volgens deze benadering was de Belgische huizenmarkt tussen 2005 en 2009 stevig overgewaardeerd, maar door de rentedaling in 2010 kwam daaraan een einde. Mochten we de huizenmarkt in Q3 2010 (laatst beschikbare cijfer) waarderen aan de intussen opnieuw hogere langetermijnrente (4,3% eind maart), dan zou de ratio wijzen op een lichte overwaardering.

Econometrisch verklaringsmodel Het voorbije decennium verscheen een groot aantal publicaties die de prijsontwikkeling op de vastgoedmarkt trachten te verklaren door middel van econometrische regressies (9). De onderzoeken verschillen zowel in de gehanteerde methodologie als in de aard van de verklarende factoren. Qua specificatie wordt er doorgaans een beroep gedaan op zogenoemde coïntegratiemodellen die op zoek gaan naar een langetermijn- of evenwichtsverband tussen de huizenprijzen en de determinanten (10). Een dergelijke oefening vereist evenwel een voldoende lange en betrouwbare dataset, die voor huizenprijzen vaak niet beschikbaar is. Daarom vindt men in de literatuur ook onderzoeken gebaseerd op eenvoudige regressies die inzicht probe-

Grafiek 8 - Gerealiseerde en volgens vergelijking (1) berekende niveau van de reële huizenprijzen (België)

Grafiek 7 - Waarderingsmaatstaven Belgische huizenmarkt (periodegemiddelde = 100)

180

ln 3,50

0,6

160

3,25

0,5

3,00

0,4

2,75

0,3

120

2,50

0,2

100

2,25

0,1

2,00

0,0

1,75

-0,1

140

80 60 1980

Waardering Q3 2010 aan huidige rente (4,3%)

85

90

95

2000

Price-to-income ratio Price-to-income ratio Price-to-rent ratio Price-to-rent ratio Earnings-bond yield ratio

05

1,50 1980

10

Earnings-bond yield ratioBron: ECB, NBB, Eurostat



85

90

95

2000

05

10

Realisatie (linkse schaal) Fit (berekende waarde, linkse schaal) Realisatie (rechtsewaarde) schaal) FitResidu (berekende Residu (rechtse as)

KBC Economic Research Notes

6

-0,2

ren te krijgen in de dynamiek van de huizenprijzen op de korte termijn. Het is daarbij gebruikelijk om (niet-stationaire) reeksen van huizenprijzen te transformeren naar groeivoeten en die als te verklaren variabele op te nemen in de econometrische regressie om schijncorrelatie te vermijden.

Tabel 2 - Schattingsresultaten langetermijnvergelijking voor de reële huizenprijs (*) Verklarende variabelen Reëel beschikbaar inkomen Reële rente Werkloosheidsgraad Bevolking Constante

België 0,19 -0,02 -0,03 7,76 -69,04

EMU (3.10) (4.40) (6.93) (14.08) (13.93)

0,8 -0,01 -0,03 1,97 -31,62

(5.16) (2.57) (8.64) (3.37) (5.97)

Bij gebrek aan goed cijfermateriaal voor het woningaanbod beperken de meeste onderzoeken Gecorrigeerde R² 0,96 0,98 zich in de verklaring van de (reële) huizenprijzen Schattingsperiode 1980Q1 - 2010Q3 1980Q1 - 2010Q3 tot voor de hand liggende vraagfactoren (11). Dat zijn het (reële) beschikbare inkomen van de (*) Tussen haakjes staan absolute t-waarden. gezinnen, de (reële) langetermijn- of hypotheekrente, de werkloosheidsgraad en een of andere maatstaf van De schattingsresultaten van de langetermijnvergelijking zijn bevolkingsontwikkeling. De redenering is dat de ontwikkeling weergegeven in tabel 2. Alle geschatte coëfficiënten zijn sigvan de financieringscapaciteit van de gezinnen (betaalbaar- nificant verschillend van nul en hebben het verwachte teken, heid) en de woningbehoefte vanuit demografisch oogpunt zowel voor België als voor de EMU. Uit de toets op coïntegratie een sleutelrol spelen bij de bepaling van de huizenprijzen (12). volgt tevens dat voor beide er een lineaire combinatie bestaat Uit het leeuwendeel van de onderzoeken volgt dat vooral het van de reële huizenprijsindex en de verklarende variabelen die (reële) beschikbaar inkomen en de (reële) rente van significante stationair is (13). Het gecoïntegreerd zijn van de huizenprijzen invloed zijn op de (reële) huizenprijsontwikkeling. Voor andere en de verklarende variabelen houdt in dat zij op een vooronderzochte grootheden zijn de resultaten doorgaans veel spelbare manier samenhangen en dus in de verhouding tot minder eenduidig. elkaar zoals weergegeven in vergelijking (2) niet divergeren. Of, simpelweg uitgedrukt, betekent dit dat er een stabiele evenLangetermijnvergelijking België & EMU wichtsrelatie bestaat tussen de reeksen. Afwijkingen kunnen zich voordoen, maar zijn tijdelijk. In ons eigen empirisch onderzoek schatten we een langetermijnvergelijking van de reële huizenprijzen voor België en Grafiek 8 toont voor België de gerealiseerde en volgens vergede EMU. Enkel voor die beide gaan de huizenprijscijfers van lijking (2) berekende niveaus van de huizenprijzen (14). Uit de de ECB voldoende ver terug in de tijd en is het schatten van grafiek volgt dat de feitelijke reële huizenprijs gedurende enige een dergelijke vergelijking zinvol. De steekproefperiode is tijd boven of onder de waarde kan liggen die met de langeter1980 Q1 - 2010 Q3 (123 kwartaalwaarnemingen). De geschatte mijnrelatie overeenkomt. Dat was het geval bij het begin van relatie luidt als volgt: de jaren 80. Toen zorgden een zware recessie en, wat later, een oplopende reële rente voor een crisis in de vastgoedmarkt. ln(HP/CPI) = cte + a . ln(BI/CPI) + b . (R - %∆CPI) + c . WLH De grafiek laat zien dat, los van de fundamenten, de sterke + d . ln(POP) (2) prijsdaling toen ook was ingegeven door een correctie van de eerdere overwaardering. Vanaf het midden van de jaren 80 waarbij: volgde een langgerekte periode van huizenprijsstijging die door de fundamenten van de langetermijnrelatie wordt geschraagd. HP = Huizenprijs (bron: ECB) Tot het einde van de jaren 90 waren dat de stijging van de reële BI = Beschikbaar gezinsinkomen (bron: Eurostat) inkomens, de dalende reële rente en de bevolkingstoename CPI = Consumptieprijsindex (bron: ECB) (zie grafiek 9). Na 2000 tot aan de recente crisisperiode stegen R = Langetermijnrente (10-jaarse obligatierente, de reële huizenprijzen forser dan de reële inkomens. In die bron: Datastream), met R - %∆CPI de reële rente periode voedden vooral de versnelling van de bevolkingstoeWLK = Werkloosheidsgraad (in % van de beroepsbevolking) name en de reële rentedaling de huizenprijsstijging. De grafiek (bron: OESO) suggereert dat de vastgoedmarkt vóór het uitbreken van de POP = Totale bevolking (bron: Eurostat) crisis, voortgaande op de fundamenten, overgewaardeerd was geraakt. Die overwaardering werd allicht mee veroorzaakt door De reële huizenprijzen, het reële beschikbare inkomen en de de repatriëring van spaargeld uit het buitenland als gevolg van bevolking zijn bij de regressie opgenomen in natuurlijke loga- de eenmalige bevrijdende aangifte (EBA). Dat geld kwam voor ritmes (ln). een belangrijk deel in de vastgoedmarkt terecht en heeft de

KBC Economic Research Notes

7

prijsstijging eenmalig aangewakkerd. De bokkensprongen van de reële rente zorgden op het einde van het decennium voor schommelingen in de langetermijnrelatie. Het einde van de vastgoedhausse in 2008-2009 enerzijds en het inkomensherstel en de opnieuw dalende reële rente anderzijds zorgden ervoor dat het feitelijk prijsniveau in 2010 onder het langetermijnniveau is komen te liggen. Voorgaande op de geschatte langetermijnvergelijking was er in Q3 2010 een lichte onderwaardering van bijna 2%. Voor de EMU lag de feitelijke waarde op dat ogenblik boven het langetermijnniveau, maar het verschil was verwaarloosbaar (minder dan 1%).

lineaire regressie toegepast. Voor de EMU-lidstaten (excl. Griekenland), het VK en Denemarken gebruiken we kwartaalcijfers voor de periode 1995 Q1 tot 2010  Q3 (63 waarnemingen). Voor Griekenland en de CEE-5 bestaat geen voldoende lange kwartaaltijdreeks en vallen we terug op jaarcijfers van 1998 tot 2010. Dat zijn slechts 13 waarnemingen en dus moeten we de regressieresultaten met het nodige voorbehoud interpreteren. In de geschatte vergelijking (3) verklaren we de procentuele jaarwijziging van de reële huizenprijzen aan de hand van de procentuele jaarwijziging van het reële beschikbare gezinsinkomen, de reële rente, de werkloosheidsgraad en de procentuele jaarwijziging van de bevolking: (15)

Kortetermijnvergelijking EU-lidstaten Aangezien onvoldoende lange en kwaliteitsvolle tijdreeksen van de huizenprijzen voorhanden zijn, is het onmogelijk om voor alle individuele EU-lidstaten langetermijnvergelijkingen te schatten. Om toch zicht te krijgen op de drijvende krachten achter de kortetermijndynamiek van de huizenprijzen, hebben we op de EMU-landen (uitgezonderd Luxemburg), het VK, Denemarken en vijf nieuwe EU-lidstaten (Tsjechië, Polen, Hongarije, Slowakije en Bulgarije) een eenvoudige

%∆(HP/CPI) = cte + a . %∆ (BI/CPI) + b . (R - %∆CPI) + c . WLH + d . %∆(POP) (3) Uit de regressieresultaten blijkt dat de wijziging van het reële beschikbare inkomen voor de meeste landen en de reële langetermijnrente voor de helft van de landen een significante invloed uitoefenen op de wijziging van de reële huizenprijzen. De twee andere verklarende variabelen droegen slechts in beperkt aantal gevallen bij tot de verklaring. Voor de werkloosheidsgraad

Grafiek 9 - Ontwikkeling reële huizenprijzen en verklarende variabelen in regressievergelijking (2) (België) 175

175

150

150

108 106 104

125

125

102

100

100

100

75

75

98

50 1980

85

90

95

2000

05

50 1980

10

Reële huizenprijzen (1999 Q1 = 100) Reëel beschikbaar inkomen (1999 Q1 = 100)

175

96

-2

85

90

95

2000

05

10

Reële huizenprijzen (1999 Q1 = 100, linkse schaal) Totale bevolking (1999 Q1 = 100, rechtse schaal)

175

0

-1 150

0

2

150

4

1 125

2

125

6

100

8

3 100

4 5

75

1980

10

6

5HsOHKXL]HQSULM]HQ4  50 85

90

95

2000

75

12

7 05

94

8 50 105HsOHKXL]HQSULM]HQ4 1980 85 90

 95

2000

05

10

Reële huizenprijzen (1999 Q1 = 100, linkse schaal)

Reële huizenprijzen (1999 Q1 = 100, linkse schaal) 5HsHOEHVFKLNEDDULQNRPHQ4 Werkloosheidsgraad (in %, inverse schaal, rechtse schaal) Reële rente (in %, inverse schaal, rechtse schaal)  7RWDOHEHYRONLQJ4 UHFKWVHDV

KBC Economic Research Notes

8

14

was de coëfficiënt enkel in Nederland, Italië, Portugal en het VK significant, voor de groei van de bevolking was dat enkel het geval in Frankrijk en Denemarken (16). In grafiek 10 tonen we de gevoeligheid van de huizenprijsstijging voor respectievelijk een procentpunt inkomensgroei (coëfficiënt a = elasticiteit) en een procentpunt stijging van het renteniveau (coëfficiënt b = semi-elasticiteit). Enkel voor Duitsland en Oostenrijk, de landen waar de huizenprijzen in de beschouwde periode nauwelijks stegen, was de geschatte coëfficiënt van het beschikbare inkomen niet significant verschillend van nul. Het opwaartse effect van een toename in het reële beschikbaar inkomen op de reële huizenprijsstijging blijkt des te groter naarmate gezinnen bij een gegeven inkomensontwikkeling voor de financiering van hun woningaankoop relatief meer een beroep hebben gedaan op hypotheekschuld (zie grafiek 11). Deze hefboomwerking op de prijsvorming heeft vooral in Ierland, Denemarken, Nederland en het VK gespeeld. In Tsjechië, Polen, Hongarije en Slowakije is de inkomensgevoeligheid van de huizenprijs eveneens groot met toch een relatief lage hypothecaire schuldgraad. In de Centraal-Europese landen is die schuldenlast evenwel ook stevig toegenomen en houdt het nog relatief lage niveau verband met de transitie die de landen doormaken. Dat ook de inkomensgevoeligheid van de vastgoedprijzen er relatief hoog is, heeft allicht ook te maken met de hoge verwachtingen over de toekomstige inkomensontwikkeling in die landen. Wanneer potentiële kopers verwachten dat hun inkomenspositie, en bijgevolg financieringscapaciteit, verder stevig zullen verbeteren, kan bij een gegeven inkomensontwikkeling vandaag de vraag op de vastgoedmarkt al extra worden aangewakkerd. Hierdoor vergroot het opwaartse effect op de prijs. Voor de reële rente is de coëfficiënt significant verschillend van nul in Ierland, Hongarije, Slowakije, Spanje, Frankrijk,

4

0

3,5

-1

3

-2 -3

2

-4

1,5

-5

1

-6

0,5

-7 e

jec Ts

Po le

-8 e e d ijk ië je d al ië d ijk d VK arij akij an nkr elg gari lan tug Ital lan enr lan l r g n n ow en ost its de Fra B Bul Fi Por Ho Sl iek O Du Ne Gr Sp an j

nd rla Ie

m

ne

De

k ar

n

2,5

hië

Impact 1%-punt groei reëel beschikbaar inkomen (linkse schaal) Impact 1%-punt toename reële rente (rechtse schaal)

(2)

(3)

(4)

0 0 0 0 0 0 0

0,00 1,62 1,20 1,04 0,23 1,05 1,60

95 100 80 81 71 73 55

72 18 15 96 99 28 15

0

0,00

65

95

0,84

77,5

54,8

Gemiddelde Hongarije

-3,58

0,00

69

95

Frankrijk

-2,70

0,54

91

15

Spanje

-1,73

0,60

72

91

Ierland

-1,19

0,31

83

67

Bulgarije

-1,06

0,00

-

95

Slowakije

-0,84

0,00

70

95

Oostenrijk

-0,83

0,18

84

61

Italië

-0,77

0,15

65

47

België

-0,60

0,81

80

10

Duitsland

-0,58

0,00

70

15

0,26

76,0

59,1

Gemiddelde

(1) Gevoeligheid van de reële huizenprijs voor de reële rente (coëfficiënt b) (2) Belastingvoordeel op schuldfinanciering (kloof marktrente en effectieve schuldfinancieringskost na belasting, in %-punten) (3) Loan-to-value ratio (bedrag lening tegenover aankoopbedrag woning) (4) Aandeel leningen tegen variabele rente in totaal nieuwe leningen

Bron: ECB, OESO

Gevoeligheid reële prijsstijging voor stijging reëel beschikbaar inkomen

(verandering in %-punten)

en

VK Nederland Denemarken Finland Portugal Griekenland Tsjechië Polen

(1)

Grafiek 11 - Gevoeligheid reële huizenprijsstijging voor reële inkomensstijging bepaald door hypothecaire schuldpositie

Grafiek 10 - Gevoeligheid reële huizenprijsstijging

0

Tabel 3 - Gevoeligheid reële huizenprijsstijging voor reële rente en kenmerken van de hypotheekmarkten

2,5

IR

2,0 CZ 1,5 SL

PO

0,0

DK

VK

HO SP FR BE PT FN

1,0 0,5

NL

BL IT

GR

0 50 100 150 200 250 Hypothecaire schuld gezinnen (in % beschikbaar inkomen)

Bron: European Mortgage Federation (2011)

KBC Economic Research Notes

9

België, Bulgarije, Italië, Oostenrijk en Duitsland (zie grafiek 10). In tabel 3 gaan we na in welke mate de landenverschillen in de rentegevoeligheid van de huizenprijsstijging kunnen worden verklaard door verschillen in de kenmerken van de nationale hypotheekmarkten. A priori kan worden verwacht dat de rentegevoeligheid van de prijsstijging groter is naarmate een gegeven renteontwikkeling een grotere impact heeft op de ‘betaalbaarheid’ van een eigen woning. Dat laatste is het geval naarmate (i) de overheid minder voorziet in de fiscale aftrekmogelijkheid van woningkredieten (een fiscale aftrek neutraliseert een deel van de rente-impact), (ii) het deel van het aankoopbedrag dat kan worden geleend groter is, en (iii) leningen met een variabele rente een groter aandeel in het geheel van hypotheekleningen uitmaken (17). Uit de tabel blijkt dat de veronderstelde verklaringen van de rentegevoeligheid in de praktijk weinig steek houden. Enkel de relatie vervat in veronderstelling (i) lijkt enigszins op te gaan. De landen met een significante coëfficiënt b zijn doorgaans landen waar de fiscale tegemoetkoming van de overheid bij een woningaankoop afwezig of eerder beperkt is. Overige verklaringsfactoren Hoewel regressieanalyses nuttig zijn, verklaren zij niet alles. De huizenmarkt is een complexe markt waar naast de traditionele vraagfactoren andere krachten aan het werk zijn, die niet of moeilijk in een regressievergelijking te vatten zijn. In de literatuur wordt in dat verband onder meer verwezen naar het effect dat structuurwijzigingen van de hypotheekmarkt hebben gehad op de vastgoedhausse. Zo hebben productinnovatie, deregulering en toenemende concurrentie op de hypotheekmarkten gezorgd voor een toename in de diversiteit van hypotheekvormen. Hypotheken zijn sinds het einde van de jaren 90 daardoor breder beschikbaar geworden tegen lagere kosten en meer flexibelere voorwaarden (zoals langere looptijden en een hogere verhouding hypotheekschuld/waarde

eigen woning). In de nieuwe lidstaten van de EU werd een en ander nog aangewakkerd door het lage aanvankelijke niveau van financiële ontwikkeling, de integratie van de landen in de EU en, in bepaalde landen, de aanmoediging om hypothecaire leningen af te sluiten in buitenlandse munt (euro of Zwitserse frank) vanwege de lagere rente. De verbetering van de toegang tot hypothecaire kredieten heeft de hypothecaire schuldpositie van de gezinnen in de EU fors opgedreven (zie grafiek 12). Zoals hierboven aangetoond, heeft dat onder meer gezorgd voor een grotere hefboomwerking van de inkomensontwikkeling op de vastgoedprijzen. Ook in België nam de hypothecaire schuldenlast van de gezinnen de voorbije jaren stevig toe, maar blijft zij in Europees perspectief binnen aanvaardbare perken. Verder zouden ook fiscale prikkels, zoals het aftrekbaar maken van kapitaal- en intrestaflossingen en/of een verlaagde onroerendgoedbelasting, de vastgoedhausse in de hand hebben gewerkt door het eigenwoningbezit aan te moedigen. De bevindingen in de literatuur hieromtrent zijn evenwel niet eenduidig. Grafiek 13 laat zien dat er over landen heen alleszins geen positief verband is tussen fiscale ondersteuning en eigenwoningbezit. Een hoger eigenwoningbezit gaat anderzijds wel gepaard met een hogere huizenprijsstijging tijdens de hausseperiode van 1999-2007. Een recente OESO-studie komt tot de bevinding dat het eigenwoningbezit sterk door demografische en sociologische ontwikkelingen wordt gedreven, waaronder (veranderingen in) de leeftijdsopbouw van de bevolking, de grootte en samenstelling van de huishoudens (aantal kinderen, huwelijksstatus, e.d.), het opleidingsniveau en de etnische samenstelling van de bevolking (18). Dat betekent dat ook de huizenprijzen via die weg onderhevig zijn geweest aan diezelfde demografisch en maatschappelijke ontwikkelingen. Vooral de leeftijdsstructuur speelde een rol. De nog talrijke generatie geboren vóór 1980 bereikte het afgelopen decennium een leeftijd waarop zij een gezin gingen vormen, wat de vraag naar een

Grafiek 14 - Verband bevolking en huizenprijzen

Grafiek 12 - Hypothecaire schuldpositie gezinnen in de EU 80

250

70

200

60 50

150

40 100

30 20

50

10

D

nj

e

0 l d ë e e jk d jk ë e kij chië arij ga lan elgi land kri lan nri Itali arij VK a u g rt its B in ran en ste ng ow Tsje Bul F F ek o Po Du Sl Ho i O Gr Po le n

Ie

rla

nd

n d ke n ar erla em ed en N

Sp a

0

2002 (linkse schaal) 2009 (linkse schaal) Gemiddelde jaarstijging hypothecaire schuld (2002-2009, in %, rechtse schaal) Bron: European Mortgage Federation, AMECO-database EC

 

Bevolking 20-40 in % volwassenen bevolking (20+)

(uitstaande schuld in % beschikbaar inkomen)

44 42

IR

40 38

PT

36

AT

34 32 DE 30

0

CZ LU

EE

SL PO ES

GR VK NL SWFR IT BE DK FN

HO BL

LT LV

5 10 15 20 25 Gemiddelde jaarstijging huizenprijzen (1999-2007, in %)

Bron: ECB, Eurostat

KBC Economic Research Notes

10

eigen woning heeft doen stijgen. Grafiek 14 illustreert dat de landen met een relatief groot aandeel van de leeftijdscohorte 20-40 in de totale volwassen bevolking de landen zijn met een relatief hogere huizenprijsstijging in 1999-2007. Ten slotte hebben ook factoren eigen aan individuele landen(groepen) de huizenprijsstijgingen in de hand gewerkt. In België heeft bijvoorbeeld de fiscale amnestie van 2005 destijds heel wat geld uit het buitenland teruggebracht dat in vastgoed werd geïnvesteerd. In Spanje was er de sterke vraag van buitenlanders naar tweede verblijven, vooral aan de kust. In Centraal- en Oost-Europa stond de vastgoedmarkt bloot aan overgangsspecifieke factoren (19). De prijzen gaven er in het verleden vaak een vertekend beeld door het op grote schaal voorkomen van overheidseigendom en huurregulering onder de voormalige communistische regimes. Hierdoor werden de prijzen kunstmatig onder de marktwaarde gehouden en zijn de prijsstijgingen die de landen het voorbije decennium hebben gekend tot op zekere hoogte een correctie van dit vertekende beeld. Bovendien weerspiegelen de prijsstijgingen er deels een in de loop der tijd sterk verbeterde woningkwaliteit. Verder was er in de regio een tijdelijke hausse in de vastgoedvraag rond het tijdstip van de toetreding tot de EU, onder andere door de anticipatie van hogere huizenprijzen als gevolg van de verhoging van de btw-tarieven in het kader van de harmonisatie binnen de EU. Ten slotte nam door de integratie van de landen in de Unie de woningvraag vanwege buitenlanders stevig toe, vooral in de hoofdsteden en vakantieoorden.

Voornaamste conclusies en toekomstvisie Ondanks de afkoeling van de voorbije jaren blijft de vrees bestaan dat de huizenmarkt in (bepaalde lidstaten van) de EU nog duur is geprijsd en verdere prijsdalingen noodzakelijk blijven om de excessen uit het verleden te corrigeren. Op het eer-

ste gezicht zijn waarderingsmaatstaven als de price-to-income ratio en price-to-rent ratio in de meeste landen nog altijd veeleer hoog. Ook voor België is dat het geval. Bij gebrek aan een goed referentiepunt bieden beide maatstaven echter weinig houvast om het huidige prijsniveau op een statistisch zinvolle manier te evalueren. Het probleem is dat de vermelde ratio’s geen stationaire reeks zijn, of anders gesteld, dat de huizenprijzen geen stabiele langetermijnrelatie vertonen met inkomen of huurprijzen. Hierdoor levert een simpele vergelijking van de huidige ratio’s met hun periodegemiddelde een vertekend beeld op. Een alternatieve waarderingsmaatstaf is de earnings-bond yield ratio op de huizenmarkt. Die relateert de inverse van de price-to-rent ratio tot de langetermijnrente en is analoog aan de waarderingsbenadering van de earnings-bond yield op de aandelenmarkt. Voor België zijn voldoende data beschikbaar om de ratio over een lange periode te berekenen en blijkt die bovendien stationair, zodat we over een statistisch zinvolle referentie beschikken. Volgens deze benadering was de Belgische huizenmarkt tussen 2005 en 2009 stevig overgewaardeerd, maar door de rentedaling in 2010 kwam daaraan een einde. Indien we de huizenmarkt in 2010 Q3 (laatst beschikbare huizenprijscijfer) evenwel waarderen aan de intussen hogere langetermijnrente, dan wijst de earnings-bond yield ratio op een lichte overwaardering. Het niveau van de huizenprijs (cijfer 2010 Q3) is in België en de EMU bovendien behoorlijk in overeenstemming met de prijs die op grond van een door ons geschatte langetermijnevenwichtsrelatie mag worden verwacht. Die relatie impliceert voor de periode 1980-2010 een stabiel evenwichtsverband tussen de reële huizenprijzen enerzijds en het reële beschikbare gezinsinkomen, de reële rente, de werkloosheidsgraad en de bevolkingsomvang anderzijds. Dat de feitelijke prijs niet substantieel afwijkt van het niveau bepaald door deze fundamen-

2 NL

CZ

1,5

DK FI

1

GR

SW

BE FR

0,5

0

DE 40

ES IR

PT IT LU VK SL HO PO 50 60 70 80 90 100 Eigenwoningbezit (% totaal woongebouwen) AT

Gemiddele jaarstijging huizenprijzen (1999-2007, in %)

Fiscaal voordeel schuldfinanciering (*)

Grafiek 13 - Verband fiscale ondersteuning, eigenwoningbezit en huizenprijzen 20 18

SL

16 14 VK

12 10

CZ

8

DK

NL FI

6 4

SW

ES PO IR GR LU BE IT PO

AT

2 0

FR

HO

40

DE

50 60 70 80 90 Eigenwoningbezit (% totaal woongebouwen)

100

(*) Kloof tussen marktrente en effectieve schuldfinancieringskost na belasting (in %-punten) Bron: OESO, European Mortgage Federation, ECB

KBC Economic Research Notes

11

tele factoren, betekent dat de prijzen niet fors hoeven te corrigeren om met het evenwichtsniveau in lijn te komen. Wel zal de langetermijnwaarde uiteraard zelf wijzigen in functie van de toekomstige ontwikkeling van de fundamentele determinanten (inkomen, rente, werkloosheidsgraad en bevolkingsomvang). Een simulatie op basis van verwachtingen voor de determinanten van de langetermijnrelatie leert dat de (nominale) huizenprijzen in België en de EMU als geheel tot 2015 aan een matig tempo kunnen blijven stijgen. Voor België is dat circa 3% per jaar (vergeleken met 8% per jaar in 1999-2007), voor de EMU is 2% per jaar (6% per jaar in 1999-2007) (zie tabel 4). Daarbij zijn we uitgegaan van volgende assumpties: (1) de Belgische bevolking zal de komende vijf jaar nog wat sterker toenemen dan in het voorbije decennium (volgens vooruitzichten van het Planbureau met gemiddeld 78.500 per jaar tot 2015 tegenover gemiddeld 56.800 per jaar in 2000-2010). In de gehele EMU zwakt de bevolkingstoename daarentegen de komende vijf jaar wat af; (2) de reële inkomensontwikkeling van de gezinnen zal de komende jaren op een licht lager groeipad terechtkomen (0,1%-punt per jaar minder dan gemiddeld in 2000-2010) te wijten aan de wat lager ingeschatte potentiële economische groei; (3) de nominale langetermijnrente zal tegen 2015 oplopen zijn tot 5,25% in België en 5,75% voor de gehele EMU, tegen de achtergrond van 2% inflatie per jaar vanaf 2012; (4) de werkloosheidsgraad valt in België en de EMU in de periode tot 2015 met 2 procentpunten terug.

Voor andere EU-landen konden we door datagebrek geen langetermijnrelatie schatten. De in deze nota geschatte kortetermijnvergelijking laat evenwel ook toe om huizenprijsvoorspellingen te maken. We gaan ervan uit dat de reële inkomensgroei van de gezinnen de komende jaren de reële bbp-groei volgt. Vervolgens stoppen we onze groei- en rentevoorspelling voor de verschillende landen voor de periode 2011-15 in de regressievergelijking (20). Tabel 4 toont de voorspellingsresultaten. Zij laten zien dat binnen de EMU de vastgoedmalaise in Spanje en Griekenland zeker nog in 2011 zal aanhouden. Ierland zal nog een langere tijd met huizenprijsdalingen te maken krijgen. In dat land gaat een grote gevoeligheid van de huizenprijs voor de inkomens- en renteontwikkeling gepaard met een naar verwachting lagere potentiële bbp- (en inkomens-)groei en aanhoudend hoog renteniveau. In de andere landen zet het huizenmarktherstel zich voort, maar de verwachte jaarlijkse prijsstijgingen tot 2015 zullen wel beduidend lager uitvallen dan die in de hausseperiode vóór 2008. Gezien de mindere kwaliteit van de regressie voor sommige landen maken we de voorspellingen met het nodige voorbehoud. Zij houden bovendien geen rekening met landenspecifieke prijsdeterminanten die niet in de regressies zijn opgenomen. De mindere regressiekwaliteit is vooral een probleem voor de Centraal-Europese landen, waar de regressie is gebaseerd op een te gering aantal waarnemingen. Uit overleg met onze collega-economisten in de regio volgt dat de uit de regressie

Tabel 4 - Vooruitzichten ontwikkeling huizenprijzen in de EU-lidstaten (jaarwijziging in %; voorspelde waarden staan cursief) 1999-2007

2008

2009

2010 Q1

2010 Q2

2010 Q3

2010 Q4

2011

2012-15

EMU

6,0

1,5

-3,1

0,2

1,6

2,6

2,8

België

8,0

4,8

-0,3

3,8

6,0

5,6

5,0

4,0

3,0

1,0

0,0

Duitsland Frankrijk Nederland Oostenrijk Finland

0,3 10,2 7,1 1,4

1,0 1,2 2,9 1,3

-0,2 -7,1 -3,3 3,6

-1,5 1,6 -4,4 5,7

0,7 6,2 -1,9 5,3

1,4 8,6 -0,6 5,0

1,5 9,0 -1,0 4,0

2,0 7,0 5,0 3,0

1,0 5,0 4,0 2,0

2,8 0,8 1,5 3,0

3,2 1,1 1,5 3,5

5,5

0,6

-0,3

11,4

10,3

7,8

5,3

6,0

5,0

0,0

Ierland Italië Spanje Portugal Griekenland

9,7 6,0 11,6 2,7 9,5

-9,1 2,6 0,7 3,9 1,7

-13,7 -0,5 -7,4 0,4 -3,7

-18,9 .. -2,9 1,3 -1,8

-17,0 -0,3 -0,9 1,6 -4,7

-14,8 .. -2,2 2,8 -4,3

-10,8 2,5 -3,5 1,6 -5,7

-7,0 4,0 -2,0 2,0 -2,0

-2,0 4,0 1,0 1,0 1,0

-13,4 0,6 -5,3 0,0 -2,0

Denemarken VK

10,1 11,8

-8,6 -0,9

-10,1 -7,8

-2,7 8,8

1,6 9,5

4,8 4,5

6,0 0,7

7,0 2,0

6,0 2,0

0,0 0,0

1,5 0,0

Tsjechië Polen Hongarije Slowakije Bulgarije

9,4 11,3 16,7 17,2 16,2

13,2 -13,0 1,0 22,1 3,3

-3,6 0,9 -6,5 -11,1 -7,1

-5,7 0,9 -6,3 -8,3 -2,3

-0,2 4,9 -10,7 -3,7 -0,8

0,9 1,1 -6,0 -1,3 -1,2

2,5 5,0 -4,0 -2,1 2,0

1,0 4,0 0,0 3,0 3,0

2,0 3,0 0,0 2,0 2,0

0,0 0,0 -3,0 0,0 0,0

1,5 0,0 1,0 0,0 0,0

Modeluitkomst (*) 2,0 2,0

2011

2012

EU stresstest -

0,0 -14,4 1,8 -3,0 0,0 0,0

(*) Voor de Centraal-Europese landen betreft het een afgezwakt scenario.

KBC Economic Research Notes

12

voortkomende prognoses te positief zijn (21). De kwartaalenquêtes naar het kredietbeleid van de banken in de regio wijzen op een verscherping van de voorwaarden voor hypothecaire kredieten (onder meer lagere loan-to-value ratio’s). Ook de gezinnen zelf blijven voorzichtig. In de enquêtes signaleren banken een veeleer zwak blijvende financieringsvraag van huizenkopers. Daarbij komt dat de overheden (vooral de Poolse en Hongaarse) nieuwe maatregelen nemen om een excessieve schuldenopbouw bij de gezinnen in te perken. In Tsjechië zal de woningmarkt bovendien worden getroffen door de btw-

hervorming op het verwerven van vastgoed. In tabel 4 is voor de Centraal-Europese landen bijgevolg een alternatief, fel afgezwakt scenario opgenomen dat de vermelde factoren in rekening brengt. Ter informatie geven we in de tabel ook de huizenprijsvoorspellingen gemaakt door de diverse nationale toezichtsorganen in het kader van de aan de gang zijnde stresstesten voor de EU-banken (22). Met uitzondering van Duitsland en Oostenrijk liggen de cijfers lager dan onze voorspellingen.

(1) Voor Slovenië zijn huizenprijscijfers slechts vanaf 2007 beschikbaar. Roemenië publiceert geen officiële huizenprijsdata. Malta en Cyprus worden in onze analyse buiten beschouwing gelaten. (2) De OESO komt tot een gelijkaardige bevinding voor het geheel van de OESO-landen, zie OESO (2005), “Recent house price developments: the role of fundamentals”, Economic Outlook 78. (3) Over een langere periode (1980-2010) beschouwd, overschrijdt de ratio het periodegemiddelde in België zelfs met meer dan 40%. (4) Ook zouden de huren sneller kunnen stijgen dan de huizenprijzen om het evenwicht te herstellen. In de meeste landen is de huurmarkt gereguleerd en is dit marktmechanisme echter afwezig. (5) Zie ook OESO (2005), “Recent house price developments: the role of fundamentals”, Economic Outlook 78 (tabel III.8 in de appendix). (6) Daarbij komt dat voor de price-to-income ratio het beschikbaar inkomen van het geheel van de gezinnen niet perfect is als noemer in de mate dat op de huizenmarkt enkel specifieke groepen van kopers actief zijn. (7) Bij gebrek aan een langjarige dataset voor de huis- en huurprijs is eenzelfde berekening voor de andere EU-landen niet mogelijk. (8) Ook de price-to-income ratio en price-to-rent ratio worden getoond. Hier wijst een waarde lager (hoger) dan 100 op een onder(over)waardering. (9) Voor een literatuuroverzicht, zie OESO (2005), “Recent house price developments: the role of fundamentals”, Economic Outlook 78. (10) Vaak wordt de langetermijnrelatie aangevuld met de schatting van een foutencorrectiemodel. In een dergelijk model is de afwijking (in de voorafgaande periode) tussen de feitelijke huizenprijs en de langetermijnwaarde van invloed op de kortetermijnhuizenprijsontwikkeling. (11) Een aantal uitzonderingen niet te na gesproken (bijvoorbeeld Ierland en Spanje) is in de meeste landen de huizenmarkt een typisch voorbeeld van een zogenoemde voorraadmarkt. In een voorraadmarkt wordt de prijs, gezien de eerder beperkte toename van het aanbod, voornamelijk bepaald door de vraag. Dat verklaart ook waarom de invloed van de bouwkosten van een nieuwe woning op de gemiddelde huizenprijs doorgaans als niet-significant wordt bevonden. (12) Sommige studies leggen ook een verband tussen huizenprijzen en grootheden als het consumentenvertrouwen, de bouwactiviteit, aandelenkoersen of het financieel vermogen. Zie bijvoorbeeld: Van den End & Kakes (2002), “De samenhang tussen beurskoersen en huizenprijzen”, Onderzoeksrapport De Nederlandsche Bank. (13) Om coïntegratie na te gaan, werden de residuën van de geschatte vergelijking (2) (de verschillen tussen de feitelijke en berekende waarden) getest op stationariteit met behulp van de Augmented Dickey Fullertest (ADF). Deze methode test de nulhypothese dat de residuën geïntegreerd zijn van de eerste orde (een ‘unit root’ hebben), tegen de alternatieve hypothese dat zij stationair zijn (d.w.z. slingeren rond nul). (14) De grafiek voor de EMU, hier niet getoond, is gelijkaardig. (15) Bij de lineaire regressie hebben we gecorrigeerd (Newey West-correctie) voor autocorrelatie (= verschijnsel waarbij de storingstermen onderling niet onafhankelijk zijn) en heteroskedasticiteit (= verschijnsel waarbij de variantie van de storingsterm niet constant is). (16) Als alternatief voor de totale bevolking hebben we de regressie ook uitgevoerd met de bevolking op beroepsactieve leeftijd en de bevolking tussen 20-40, die in feite een betere benadering zijn van de bevolking op ‘koopleeftijd’. Beide leverden evenmin significante resultaten op. (17) Tsatsaronis, K. en Zhu, H. (2004), ”What drives housing market dynamics: cross-country evidence” (BIS Quarterly Review) komen tot de bevinding dat huizenprijzen meer rentegevoelig zijn in landen waar hypotheekleningen tegen een variabele rente een groter aandeel uitmaken in het geheel van hypotheekleningen. (18) Zie OESO (201), “Housing markets and structural policies in OECD countries”, Working Paper (box 1, blz. 18). Er blijft volgens de studie wel een behoorlijke ‘onverklaarbare component’ die beleidsaspecten kan inhouden. (19) Zie ECB (2007),“Ontwikkeling van de huizenprijzen in de landen van Midden- en Oost-Europa”, Maandbericht September 2007, en Egert & Mihaljek (2007), “Determinants of house price dynamics in Central and Eastern Europe”, Focus on European Economic Integration, blz. 52-76. (20) Voor een aantal landen brengen we (indien significant in de regressie) ook de verwachte werkloosheidsgraad of bevolkingsontwikkeling in rekening. (21) Seminarie KBC-economisten in Praag 28-29 maart 2011. (22) Zie ECB (2011), "Macroeconomic adverse scenario for the 2011 EU-wide stress-test: specification and results".

Johan Van Gompel, Senior Economist Tel. +32 (2) 429 59 54 - [email protected]

Verantwoordelijke uitgever: Johan Van Gompel, Havenlaan 2, B-1080 Brussel, (32) (0)2 429.59.54 ([email protected]) Correspondentieadres: KBC Groep NV, Global Services, GCE, Havenlaan 2, 1080 Brussel, E-mail: [email protected] Deze publicatie komt tot stand op de afdeling Economic Research van KBC Groep. Noch de mate waarin de voorgestelde scenario’s, risico’s en prognoses de marktverwachtingen weerspiegelen, noch de mate waarin zij in de realiteit zullen tot uiting komen, kunnen worden gewaarborgd. De prognoses zijn indicatief. De gegevens in deze publicatie zijn algemeen en louter informatief. Ze mogen niet worden beschouwd als beleggingsadvies conform de Wet van 6 april 1995 inzake secundaire markten, het statuut van en het toezicht op beleggingsondernemingen, de bemiddelaars en beleggingsadviseurs. KBC kan niet aansprakelijk worden gesteld voor de juistheid of de volledigheid ervan. Alle historische koersen, statistieken en grafieken zijn actueel tot en met 30 maart 2011, tenzij anders vermeld. De beschreven meningen en vooruitzichten zijn die zoals ze gelden op 30 maart 2011.