Woonmobiliteit in Vlaanderen

Woonmobiliteit in Vlaanderen Op zoek naar een verklaring voor verhuiswensen en de transitie van huurder naar eigenaar

Januari 2009

Kristof Heylen Sien Winters

1

Verantwoordelijke uitgever: Deze paper kwam tot stand met de steun van de Vlaamse Gemeenschap, Programma Steunpunten voor Beleidsrelevant Onderzoek. In deze tekst komt de mening van de auteur naar voor en niet die van de Vlaamse Gemeenschap. De Vlaamse Gemeenschap kan niet aansprakelijk gesteld worden voor het gebruik dat kan worden gemaakt van de meegedeelde gegevens.

2

Executive summary Anno 2005 telt Vlaanderen ongeveer drie vierde eigenaars en één vierde huurders. Deze cijfers zijn echter een snapshot en verhullen enigszins dat er een grote dynamiek bestaat op de woningmarkt. Er vinden immers constant verhuisbewegingen plaats, binnen en tussen de woningmarktsectoren. Zo zijn er mensen die verhuizen van de huur- naar de eigendomsmarkt na voldoende gespaard te hebben; anderen zijn omwille van een (echt)scheiding of hun werksituatie dan weer (tijdelijk) terug op de huurmarkt aangewezen, etc. In de Woonsurvey 2005 werden de mensen gevraagd naar de voornaamste verhuisreden bij hun vorige verhuis. Voor degenen die eigenaar werden bleek ‘de wens om eigenaar te worden’ met voorsprong de voornaamste reden; voor degenen die van een eigen woning naar een huurwoning verhuisden was dit een (echt)scheiding. Daarnaast bleken ook de fysische staat, de aangepastheid en de grootte van de woningen belangrijke factoren. Aspecten van de woonomgeving werden zelden genoemd als voornaamste ‘trigger’ (Heylen et al, 2007). Een beperking van deze bevraging is dat alleen werd gevraagd naar de ‘voornaamste’ verhuisreden. We kregen daarmee slechts een beperkt inzicht in de motieven voor transities op de woningmarkt en gingen op zoek naar kwantitatieve methoden om hier nadere inzichten in te verwerven. Het doel van deze studie is om meer inzicht te krijgen in de woonmobiliteit in Vlaanderen. In eerste instantie onderzoeken we het ‘waarom’ van een verhuisbeslissing; welke factoren bijdragen tot het ontstaan van een verhuiswens. Hiervoor doen we beroep op een vaak toegepast theoretisch model betreffende woontevredenheid en verhuisverwachting (Speare, 1974). In een tweede deel van de studie staan we stil bij de transitie van de huur- naar de eigendomsmarkt. We onderzoeken welke factoren bijdragen tot deze overgang. In ons eerste deel vonden we dat – zowel voor huurders als eigenaars – de tevredenheid met de woning een belangrijke determinant is van een verhuiswens, en dat deze tevredenheid voor een deel wordt bepaald door huishoud- en woningkenmerken. Daarnaast bleek ook de tevredenheid met de woonomgeving een significante factor. Dit is een belangrijke vaststelling aangezien in de Woonsurvey aspecten van de woonomgeving amper werden genoemd als ‘voornaamste verhuisreden’ bij het verlaten van de vorige woning. Verder heeft de leeftijd van het gezinshoofd een sterk direct negatief effect op de verhuiswens, zowel voor eigenaars als huurders. Ceteris paribus wensen jongere gezinnen dus eerder te verhuizen dan oudere. Het leeftijdseffect is ook deels indirect aangezien oudere huishoudens eerder geneigd zijn om tevreden te zijn met woning en woonomgeving dan jongere huishoudens. Het effect van de aanwezigheid van één of meer kinderen volgt een verschillende logica naargelang het eigendomsstatuut. De resultaten wijzen uit dat koppels de komst van toekomstige kinderen anticiperen bij de keuze van een eigendomswoning. Koppels met een kind op de eigendomsmarkt zijn minder geneigd om te verhuizen dan koppels zonder kind, al de overige variabelen constant gehouden. Aan de andere kant zien we dat gezinnen de komst van een kind veel minder anticiperen op de 3

huurmarkt. Hurende koppels met kind(eren) zijn gemiddeld immers minder tevreden met de woning en de woonomgeving dan koppels zonder kind. De fysische staat van de woning blijkt een sterk positief effect te hebben op de tevredenheid met de woning – vooral bij huurders - en beïnvloedt de verhuiswens dus op een indirecte manier. Voorts zijn huishoudens uit het stedelijk gebied – alle overige factoren constant – minder tevreden met hun woonomgeving dan huishoudens uit het buitengebied, ongeacht het eigendomsstatuut. Daarenboven blijkt dat - voor om het even welk tevredenheidsniveau - zowel huurders als eigenaars uit het stedelijke gebied sneller willen verhuizen dan deze uit het buitengebied. Het tweede deel van de paper focust op de determinanten van de transitie van huurder naar eigenaar in Vlaanderen. Voor deze analyse vertrokken we zowel van het ‘levensloopperspectief’ als het micro-economische perspectief. Zowel variabelen die de levensfase als de economische situatie van het huishouden schetsen, werden in de analyse opgenomen. In eerste instantie werden kruistabellen opgesteld, gevolgd door een multivariate logistische regressieanalyse. De analyse had betrekking op de groep huurders met concrete verhuisplannen, die nog geen nieuwe woning hadden gevonden op het moment van de bevraging. Vooreerst blijkt het aandeel huurders dat eigenaar wordt, het grootst in de leeftijdsgroep van 17 tot 34 jaar. Deze bevinding ligt in lijn met de levensloophypothese die stelt dat de stap naar een eigendomswoning wordt gezet in de levensfase waarin het gezin en de werkcarrière vaste vorm krijgen. Ook blijken alleenstaanden en eenoudergezinnen minder geneigd eigenaar te worden dan koppels, en dan vooral diegenen met een kind (of meerdere). Een zekere stabiliteit op vlak van de huishoudsituatie draagt dus bij tot de transitie naar eigenaarschap. Verder blijkt het inkomen uiteraard een cruciale factor. Al de overige factoren constant zijn hogere inkomensgezinnen eerder geneigd om eigenaar te worden dan lagere inkomens. Bovendien suggereert onze analyse dat ook het verwachte inkomen over de levensloop een rol speelt. Hoog opgeleide huurders zetten immers – ongeacht leeftijd en inkomen – sneller de stap naar een eigen woning dan lager opgeleiden. We gaan er hierbij vanuit dat hoger opgeleiden hogere toekomstige inkomens verwachten dan lager opgeleiden. Zo is het mogelijk dat lager opgeleiden – ondanks eenzelfde besteedbaar inkomen - over minder vermogen beschikken dan hoger opgeleiden (inbreng van ouders). Maar mogelijk spelen naast de financiële aspecten ook nog andere factoren een rol. Lager opgeleiden zijn mogelijk minder goed geïnformeerd over de verschillende steunmaatregelen op het gebied van eigendomsverwerving (vb. sociale lening of koopwoning) of voelen zich minder snel geroepen om eigenaar te worden. Voor eenzelfde inkomensniveau en leeftijd blijken werkloze huurders ten slotte minder geneigd om een eigen woning te verwerven dan werkende huurders, wat erop wijst dat een stabiele werksituatie bijdraagt tot de stap naar eigenwoningbezit. Deze onderzoeksresultaten bevestigen het belang van een kwaliteitsbeleid voor de private huurmarkt, in het bijzonder in stedelijk gebied. Verder bevestigt dit onderzoek dat een laag inkomen, een lage opleiding en het niet hebben van werk een hindernis zijn voor het verwerven van een eigen woning. Wenst het beleid

4

eigendomsverwerving ook bij deze groepen aan te moedigen, dan zijn bijkomende middelen hiervoor vereist. Aanvullend kan gesleuteld worden aan de vorm en voorwaarden van de bestaande beleidsinstrumenten om de doeltreffendheid ervan te verbeteren. De studie toont aan dat de fysische staat van de woning een sterke impact heeft op de tevredenheid met de woning, en dit vooral op de huurmarkt. Uit vroegere analyses op de Woonsurvey weten we dat slechte woningen meer voorkomen op de huurmarkt dan op de eigendomsmarkt: 17,1% van de huurders en 6,6% van de eigenaars betrekken wat gedefinieerd werd als ‘slechte’ of ‘zeer slechte’ woning (Heylen et al, 2007). De nieuwe onderzoeksresultaten bevestigen dus ons vroegere pleidooi om het kwaliteitsbeleid in belangrijke mate te richten op de huurmarkt. Uit vroeger onderzoek wisten we ook al dat lage inkomensgezinnen minder gemakkelijk eigenaar worden dan hogere inkomens. De hier uitgevoerde analyse bevestigt dit ook ceteris paribus. Wenst het beleid meer lage inkomensgezinnen over de drempel van eigenaarschap te helpen, dan zullen hiervoor meer middelen moeten ingezet worden en/of de doeltreffendheid van de bestaande instrumenten worden verhoogd. Een belangrijke voorwaarde om van de bestaande steunmaatregelen zoals sociale leningen te kunnen genieten, is dat de gezinnen over een minimum aan eigen vermogen moeten beschikken. Dit is echter vaak niet het geval. Om hieraan tegemoet te komen stelden Doms et al (2001) voor om een startpremie toe te kennen voor de betaling van notaris- en dossierkosten. Vroeger onderzoek toonde verder uitgebreid aan hoe belangrijk het scholingsniveau en het hebben van werk is voor de positie op de woningmarkt. De hier uitgevoerde analyses bevestigen dat beide factoren een belangrijke rol te spelen bij de transitie naar een eigen woning. Het belang van een algemeen opleidings- en tewerkstellingsbeleid met bijzondere aandacht voor de zwakkere sociaal-economische groepen is hiermee nog maar eens bevestigd. Maar verder vinden we hierin opnieuw een argument voor een goed informatiebeleid gericht naar de groep laag opgeleiden (Winters e.a., 2002).

5

1. Inleiding In deze paper worden enkele cruciale aspecten belicht van woonmobiliteit in Vlaanderen, gebruik makend van de Woonsurvey 2005. De resultaten van de Woonsurvey wijzen uit dat in Vlaanderen bijna één op vier huishoudens zijn woning bezit (74,4%), wat een hoog percentage is in international perspectief. Dit aandeel is sterk gestegen tijdens de afgelopen 20 jaar. In 1981 en 1991 was resp. 65,5% en 68,8% eigenaar-bewoner, tegenover 73% in 2001. De Woonsurvey toont ook aan dat de Vlaamse huishoudens eigenaarschap als het ‘ideale’ eigendomsstatuut beschouwen. De helft van de Vlaamse huurders geeft immers expliciet aan dat ze eigenaar willen worden (Heylen et al, 2007; Doms et al, 2001). Bovendien, wanneer eigenaars worden gevraagd naar de belangrijkste motivatie voor hun laatste verhuis, antwoordt 36,6% de ‘wens om eigenaar te worden’. Daarnaast worden ook enkele levensloopgebeurtenissen en woningkenmerken genoemd als voornaamste verhuisreden. Bijna 12% van de respondenten (gezinshoofden) antwoordt dat een scheiding de voornaamste reden was, terwijl resp. 12,3% en 5% de grootte (te klein/te groot) en de staat van de woning opgeven als belangrijkste factor (Heylen et al, 2007). Opvallend is dat ontevredenheid met aspecten van de woonomgeving niet of amper worden genoemd. De vraag was echter zo gesteld dat de respondent enkel de voornaamste verhuisreden kon meedelen. Mogelijk komt de woonomgeving pas op de tweede of derde plaats bij de beslissing om te verhuizen. In het licht van deze resultaten beslisten we verder onderzoek te doen naar woonmobiliteit in Vlaanderen. In de eerste plaats staan we stil wij het ‘waarom’ van een verhuiswens. Welke factoren spelen een rol bij de beslissing naar een andere woonst te zoeken? We doen hiervoor beroep op een invloedrijk model van Speare (1974) en de studies die dit model hebben getest en verder verfijnd (Bach & Smith, 1977; Landale & Guest, 1985; Deane, 1990; McHugh et al, 1990). Ons model laat toe te onderzoeken in welke mate een gezin verhuist omwille van een zekere ontevredenheid met de woonsituatie en in welke mate bepaalde gezins- of omgevingskenmerken als een rechtstreekse ‘trigger’ fungeren, ongeacht het tevredenheidsniveau. Met het model kunnen we ook achterhalen welke woning- en woonomgevingskenmerken tot ontevredenheid leiden. Gegeven het ‘ideaal’ van eigenaarschap in Vlaanderen, is het verder interessant om te onderzoeken welke de factoren zijn die bijdragen tot de transitie van huurder naar eigenaar. In het tweede deel van onze paper gaan we hier dieper op in. Voor onze analyses doen we zoals vermeld beroep op de Woonsurvey 2005. Deze survey werd afgenomen bij een representatieve steekproef van 5.216 Vlaamse huishoudens, getrokken uit het Rijksregister. De responsgraad bedraagt 67%, wat bevredigend is binnen sociaal-wetenschappelijk onderzoek. De gegevens werden verkregen door het bevragen van de referentiepersoon van het huishouden (een administratieve categorie). Wanneer de vraag een subjectieve dimensie bevat (zoals de vraag naar woontevredenheid), fungeert de mening van de referentiepersoon als een proxy voor de mening van het hele gezin. Tot slot is er een weegfactor gebruikt die corrigeert voor de ondervertegenwoordiging van gezinnen in appartementen en bepaalde arrondissementen.

6

2. Woonmobiliteit: theoretische achtergrond en literatuur 2.1 Determinanten van de verhuiswens/verhuisverwachting Rossi (1955) heeft als eerste onderzoek verricht naar het beslissingsproces wat betreft woonmobiliteit. In het klassieke werk ‘Why families move’ concludeert hij dat – vóór huishoudens verhuizen – ze een bepaalde vorm van ‘conflict’ ervaren die hun beslissing beïnvloedt, zoals overbezetting, problemen met de verhuurder, buurt- of woningproblemen. Tien jaar na deze studie was Wolpert (1965) de eerste om een algemene theorie uit te werken over de determinanten van een verhuisbeslissing. Hij stelde dat woonmobiliteit (en migratie) een rationeel antwoord is op een aantal sociale en economische omstandigheden. Volgens Wolpert evalueren mensen hun huidige woonsituatie in termen van kosten en baten, om zo tot een nutsbeoordeling te komen. Deze ‘place utility’ wordt dan vergeleken met het verwachte nutsniveau van een andere locatie. Verder introduceerde hij het begrip ‘stress-threshold’. Indien een bepaalde woonsituatie leidt tot een ‘environmental stress’ boven de tolerantiedrempel van het huishouden in kwestie, zal er naar een nieuwe woning gezocht worden. Deze ‘stress’ kan bijvoorbeeld inhouden dat er geen match is tussen de noden van het huishouden en de woonomgeving (Golant, 1971). In lijn met de studie van Wolpert (1965), introduceerde Speare (1974) een invloedrijk model dat woonmobiliteit tracht te verklaren. Dit model stelt dat een huishouden slechts wenst te verhuizen als het een zekere vorm van ‘environmental dissatisfaction’ kent. Een gezin zal dus volgens Speare pas naar een nieuwe woonst zoeken als er een zekere grens is bereikt op vlak van ontevredenheid met de woonsituatie. Wanneer een gezin ontevreden is, zal er een kosten-batenanalyse worden uitgevoerd. Alleen wanneer er een geschikt alternatief wordt gevonden, zal het gezin in kwestie verhuizen, aldus Speare. Een beperking is echter dat deze theorie niet toepasbaar is voor gezinnen die om één of andere reden verplicht zijn om te verhuizen. Essentieel in Speare zijn model is de tussenliggende rol van woontevredenheid met betrekking tot de verhuiswens. Het niveau van woontevredenheid wordt verondersteld af te hangen van de kenmerken en de noden van het huishouden (leeftijd, eigendomsstatuut, inkomen, woonduur…) en de sociale banden die men heeft in de woonomgeving. Deze ‘structurele’ omgevingskenmerken hebben volgens Speare enkel een indirecte invloed op de verhuiswens; ze hebben een invloed voorzover ze dus de woontevredenheid beïnvloeden. De effecten van veranderende huishoudnoden kunnen geïnterpreteerd worden als effecten die voortkomen uit de opeenvolging van verschillende fasen in de levenscyclus van een huishouden (Rossi, 1955; Wolpert, 1965; Michelson, 1977). De levenscyclus is een begrip dat een lange traditie kent in onderzoek naar woonmobiliteit. In meer recente studies wordt het begrip levenscyclus – waarbij de opeenvolgende fasen vastliggen - echter vervangen door het meer flexibele concept ‘levensloop’ (Myers, 1999). Verschillende onderzoekers hebben verder het concept ‘wooncarrière’ (housing career) gebruikt om de relatie tussen verschillende gebeurtenissen in de levensloop van een huishouden en mobiliteitsprocessen te

7

onderzoeken (Kendig, 1984; Clark & Dieleman, 1996; Özüekren & van Kempen, 2002). In deze dynamische aanpak wordt een wooncarrière gedefinieerd als ‘de opeenvolging van woningen dat een huishouden doorloopt tijdens zijn bestaan’ (Pickles & Davies, 1991, p.466). De gebeurtenissen in de levensloop zijn bijvoorbeeld veranderingen in de huishoudensamenstelling, opleiding en werkcarrière, beslissingen om te trouwen, kinderen te hebben of op pensioen te gaan. Speare heeft (met een steekproef uit Rhode Island) zijn theoretisch model grotendeels bewezen. De woontevredenheidsindex bleek een tussenliggende variabele voor het effect van vier structurele kenmerken op de verhuiswens. In tegenstelling tot zijn hypothese bleken het eigendomsstatuut en de woonduur echter ook een ‘direct’ effect te hebben. Verschillende onderzoekers hebben het model van Speare vervolgens getest en aangepast (Bach & Smith, 1977; Landale & Guest, 1985; Deane, 1990; McHugh et al, 1990). Deze studies zijn niet allemaal vergelijkbaar qua opzet maar laten toch toe twee duidelijke conclusies te trekken. Ten eerste blijkt er een belangrijk verband te bestaan tussen de woontevredenheid en de verhuiswens of verhuisverwachting, waarbij de woontevredenheid in zekere mate als een tussenliggende variabele functioneert. Ook recent Europees comparatief onderzoek heeft deze link aangetoond (Diaz-Serrano, 2006). Ten tweede blijken verscheidene structurele kenmerken van het huishouden of de woonomgeving een direct effect te hebben op de verhuiswens of – verwachting. Voorbeelden hiervan zijn de leeftijd, de huwelijksstatus, het eigendomsstatuut en de duur van bewoning. McHugh et al (1990) vonden dat het effect van woontevredenheid op de verhuisverwachting verschilt naargelang het eigendomsstatuut. Voor eigenaars bleek de tussenliggende rol van de woontevredenheid een belangrijke factor. Met uitzondering van de leeftijd, bleek er geen enkel huishoud- of woningkenmerk een direct effect te hebben op de verhuisverwachting. Bij de huurders daarentegen bleken verschillende huishoud- en omgevingskenmerken de verhuisverwachting te beïnvloeden, ongeacht het niveau van woontevredenheid. Deze resultaten maken duidelijk dat huurders sterk tevreden kunnen zijn met hun woonsituatie, maar toch wensen te verhuizen. Zo zijn jonge huurders mogelijk tevreden met hun woning, maar wensen ze de stap naar eigendomsverwerving te zetten wanneer hun inkomenssituatie of levensfase (werk, kinderen) daartoe uitnodigt. Eigenaars zullen pas verhuizen indien er een drempel inzake ontevredenheid wordt overschreden. McHugh et al (1990) gebruiken de waarde van de woning of de maandelijkse huur als een proxy voor de fysieke kwaliteit van de woning en woonomgeving in hun model. In de andere studies wordt opvallend genoeg geen gebruik gemaakt van een kwaliteitsindicator om de verhuiswens of -verwachting te verklaren.

8

2.2 De transitie van huurder naar eigenaar-bewoner Vele studies op vlak van woonmobiliteit focussen op de transitie van huurder naar eigenaar-bewoner; een overgang die wordt beschouwd als één van de belangrijkste in de levensloop van een huishouden. Deze studies vertrekken echter niet allemaal van hetzelfde theoretische kader en nemen niet allen dezelfde determinanten in beschouwing. We kunnen hier drie onderzoeksperspectieven onderscheiden. Een eerste perspectief – voornamelijk gevolgd door demografen en sociologen – focust op het effect van (veranderingen in) huishoudkenmerken op het eigendomsstatuut. Zo is onder meer het effect van leeftijd, huishoudinkomen en huishoudsamenstelling aangetoond (Clark et al, 1994; Dieleman & Everaers, 1994; Li, 1977). Deze studies hanteren doorgaans de levenscyclus of levensloop van het huishouden als conceptueel kader, vaak in combinatie met het wooncarrière-begrip (Kendig, 1984). De overgang van huur naar eigendom wordt dikwijls gelinkt aan andere belangrijke gebeurtenissen uit de levensloop zoals een huwelijk of de geboorte van het eerste kind. Zo vonden Clark et al (1994) – met longitudinale data voor de V.S. – dat koppels de transitie naar eigenaarschap combineren met de geboorte van het eerste kind in een periode van twee à drie jaar. Algemeen gesteld toont dit soort onderzoek aan dat eigendomverwerving pas plaatsvindt als het huishouden een zekere stabiliteit heeft bereikt (Dieleman & Everaers, 1994). Een tweede perspectief – voornamelijk gevolgd door economisten – modelleert de overgang naar eigenaarschap als een consumptiebeslissing van het huishouden. Verscheidene auteurs benadrukken hierbij het duale karakter van eigenaarschap. De stap naar een eigen woning wordt dan enerzijds opgevat als een consumptiebeslissing en anderzijds als een belangrijke investering. In deze benadering worden het permanente inkomen, het vermogen, de relatieve kost van eigenaarschap tegenover huur en de leenbeperkingen als voornaamste verklarende variabelen gehanteerd (Clark et al, 1994; Haurin et al, 1997, Henderson & Ioannides, 1983). Studies binnen deze traditie wijzen uit dat inkomensstabiliteit en vermogen twee belangrijke factoren zijn bij het verklaren van de transitie huurder-eigenaar. Huurders met een hoger inkomen en meer vermogen kennen een hogere geneigdheid om eigenaar-bewoner te worden (Capeau et al, 2003; Haurin et al, 1996; Clark et al, 1994; Goodman, 1982, Li, 1977). Clark et al (1994) tonen dat de aanwezigheid van een extra verdiener in het huishouden cruciaal is. Maar ook de inkomensverwachting speelt een rol. Gebaseerd op paneldata voor de V.S. concluderen Haurin et al (1997) onder meer dat de transitie naar eigenaarschap sterk gerelateerd is aan ‘potentiële’ inkomens. Ten derde zijn er verscheidene onderzoekers die de algemene economische context (woningmarktomstandigheden) relateren aan eigenwoningbezit. Binnen dit onderzoeksperspectief wordt ook het effect van bepaalde beleidsopties geëvalueerd. Voor Nederland hebben Dieleman en Everaers (1994) het effect onderzocht van zeven indicatoren van de algemene economische toestand op de beslissing inzake eigendomsstatuut, voor twee decennia (jaren ’70 en ’80). Zij vonden dat veranderingen in de woningmarktcondities duidelijk de beslissing beïnvloedden om al dan niet huurder te blijven, maar stelden dat de verschillende effecten moeilijk van elkaar te onderscheiden zijn. Recent Belgisch onderzoek (Capeau et al, 2003) toont aan dat de reële woningprijzen, de (hoogte van de) hypotheekrente en de registratierechten negatief gerelateerd zijn aan eigenwoningbezit op jonge leeftijd. Tot

9

slot toonde ook Clark et al (1994) voor de V.S. aan dat de overgang naar eigenaarschap beïnvloed wordt door de hoeveelheid en de prijs van nieuwbouw alsook de hoogte van de hypotheekrente. De drie genoemde perspectieven sluiten elkaar echter niet uit. Verscheidene onderzoekers hebben getracht de kloof tussen de verschillende benaderingen te dichten en hebben er twee of zelfs drie gecombineerd in hun onderzoek.

3. Determinanten van de verhuiswens in Vlaanderen 3.1 Onderzoeksdoelstelling en hypothesen Zoals hoger gemeld willen we in het eerste deel van deze studie een beter inzicht krijgen in het beslissingsproces bij de verhuiswens in Vlaanderen. Hiervoor doen we beroep op het model betreffende woontevredenheid van Speare, waarbij we rekening houden met voorgestelde verfijningen van enkele critici van dit model. De afhankelijke variabele in ons model is de verhuiswens. Omwille van databeperkingen zal de effectieve verhuisbeweging niet onderzocht worden. We stellen aparte modellen op voor eigenaars en huurders, aangezien de verwachting is dat de woontevredenheid een grotere tussenliggende rol speelt bij eigenaars. Verder hanteren we twee tevredenheidsindices; één voor de tevredenheid met de woning en een tweede voor de tevredenheid met de woonomgeving. Naast de tussenliggende rol van de woontevredenheid modelleren we eveneens directe effecten van zowel huishoud- als woningkenmerken. Om de fase in de levenscyclus te modelleren, nemen we de leeftijd van het gezinshoofd en het aantal kinderen op. Door een gebrek aan recente longitudinale data in Vlaanderen zijn we niet in staat om veranderingen in de huishoudsituatie te onderzoeken (de zogenaamde levensloopgebeurtenissen). We modelleren daarom het effect van de levensfase door de leeftijd en het aantal kinderen te analyseren op een bepaald tijdstip. Voortgaand op vorige studies verwachten we een negatief effect van leeftijd op het hebben van een verhuiswens en een positief effect van het aantal kinderen. Ook wat het huishoudinkomen betreft, verwachten we een positief effect. Rijkere huishoudens zouden – ceteris paribus – sneller verhuizen omdat ze over meer (financiële) mogelijkheden beschikken (Speare, 1974, McHugh et al, 1990). Andere variabelen die we opnemen zijn een index voor de fysische staat van de woning, een maat voor overbevolking en de ligging van de woning. Voor de index van de fysische staat verwachten we uiteraard een negatief effect: hoe beter de woning scoort, hoe lager de verhuiswens. Tot slot hebben we de duur van de bewoning opgenomen in de modellen. Amerikaans onderzoek wijst uit dat de woonduur negatief gerelateerd is aan de buurttevredenheid (Speare, 1974; McHugh et al, 1990). McHugh et al menen dat de opeenstapeling van ergernis in verband met de woonomgeving zorgt voor een daling van de algemene buurttevredenheid. Uit Vlaams onderzoek van Pannecoucke et al (2001) naar het

10

profiel van de sociale huurder komt echter naar voor dat diegenen die het langst in hun woning wonen, de grootste buurtbetrokkenheid vertonen. Ook blijkt dat hoe langer men dezelfde woning betrekt, hoe meer tevreden men is over de sociale woonomgeving. De Vlaamse studie heeft betrekking op de sociale huurders, terwijl de Amerikaanse resultaten gelden voor alle huishoudens. Mogelijk leidt dit tot een verschillend resultaat. Huurders kunnen immers gemakkelijker verhuizen wanneer ze ontevreden zijn met de woonomgeving.

3.2 Methode en variabelen Zoals Speare en verscheidene andere onderzoekers doen we beroep op ‘padanalyse’ om de determinanten van een verhuisbeslissing te onderzoeken. Bij een padanalyse worden verschillende lineaire regressievergelijkingen gecombineerd in één model, waarbij de onafhankelijke variabele in één vergelijking een verklarende variabele kan zijn in een andere vergelijking. In deze studie stellen we drie regressievergelijkingen op en testen we de veronderstelde relatie tussen huishoud- en woningkenmerken, de tevredenheid met woning en woonomgeving en de verhuiswens. De padcoëfficiënten worden geschat met de gewone kleinste kwadraten methode (ordinary least square, OLS)1 (Welkenhuysen-Gybels & Loosveldt, 2002). De te verklaren variabele in het model – graad van verhuiswens – bestaat uit vier categorieën: zeker niet verhuizen=1, misschien verhuizen=2, waarschijnlijk verhuizen=3, zeker niet verhuizen=4. In de Woonsurvey was de vraag als volgt gesteld: ‘Als u over de mogelijkheden zou beschikken, zou u dan uit deze woning verhuizen?’ Belangrijk is dat de vraag gesteld is op een voorwaardelijke wijze. Daarom spreken we ook van een verhuiswens en niet over effectieve verhuisplannen. Omwille van de voorwaardelijke formulering (als je over de mogelijkheden zou beschikken) verwachten we dat het effect van inkomen geneutraliseerd is. De tussenliggende variabelen – de tevredenheid met woning en woonomgeving – bestaan uit vijf categorieën: zeer tevreden=5, tevreden=4, noch tevreden/noch ontevreden=3, ontevreden=2, zeer ontevreden=1. De huishoudvariabelen in het model zijn de leeftijd van het gezinshoofd, de aanwezigheid van kinderen (ja/nee) en het equivalent huishoudinkomen. Het besteedbaar huishoudinkomen maken we equivalent (corrigeren we voor huishoudsamenstelling) met de aangepaste equivalentieschaal van de OESO. De woonvariabelen in het model zijn zoals vermeld de fysische staat van de woning, een maat voor overbevolking, de ligging van de woning en de woonduur. De index voor de fysische staat is geconstrueerd a.d.h.v zes vragen uit de Woonsurvey. De respondenten werden gevraagd of de volgende delen van de woning in goede staat zijn of een kleine of grote herstelling nodig hebben: de elektrische installatie, de 1

Dit is een geschikte methode aangezien de afhankelijke variabele (graad van verhuiswens) en de twee tussenliggende variabelen (tevredenheid met woning/woonomgeving) kunnen beschouwd worden als ‘quasi intervalvariabelen’. Verder wordt er een correlatie verondersteld tussen de structurele variabelen in het model en tussen de error-termen van de twee tevredenheidsindices.

11

binnenmuren, de buitenmuren, de ramen, de dakgoot en het dak. Op basis van deze vragen werd een score berekend die resulteerde in vier categorieën: goed=4, middelmatig=3, slecht=2, zeer slecht=1. De index van de fysische staat werd verkozen boven de variabele ‘uitwendige kwaliteit’ uit de Woningschouwing 2005 omdat deze laatste geen beoordeling inhoudt van de inwendige kwaliteit en daarenboven een heel kleine variantie kent (bijna alle observaties vallen onder het label ‘goed’). De maat voor overbevolking hebben we berekend als de verhouding van het aantal personen in de woning tegenover het aantal kamers. Voor de ligging van de woning doen we beroep op de indeling van het Ruimtelijk Structuurplan Vlaanderen: buitengebied/stedelijk gebied. De duur van bewoning is opgenomen zonder categorisering. De pijlen in het model representeren de significante ‘directe’ effecten (bij niveau α=0.05). Dit zijn de effecten van de variabele in kwestie, voor een gelijk niveau van al de overige variabelen in het model. Ze worden ook wel de ‘partiële correlaties’ genoemd. Doordat de effecten gestandaardiseerd zijn, kunnen we de sterkte ervan met elkaar vergelijken. In bijlage zijn de ‘zero-order’ of volledige correlaties tussen de afhankelijke en onafhankelijke variabelen gepresenteerd (Raykov & Marcoulides, 2000). De indirecte effecten van de huishoud- en woningkenmerken op de verhuiswens zijn de effecten die werken via de tevredenheidsindices. Om deze te berekenen dient men het effect van de structurele variabele op de tevredenheidsindex te vermenigvuldigen met het effect van de tevredenheidindex op de verhuiswens. De lineaire vergelijkingen van ons padmodel (voor zowel huurders als eigenaars) zijn de volgende: Tevredenheid_woning = b11*Leeftijd_gezinshoofd + b12*Kind(eren) + b13*Equivalent_inkomen + b14*Overbevolking_ratio + b15*Index_fysische_staat + b16*Ligging + b17*Woonduur + E1 Tevredenheid_woonomgeving = b21*Leeftijd_gezinshoofd + b22*Kind(eren) + b23*Equivalent_inkomen + b24*Overbevolking_ratio + b25*Index_fysische_staat + b26*Ligging + b27*Woonduur + E2 Verhuiswens = b31*Tevredenheid_woning + b32*Tevredenheid_woonomgeving + b33*Leeftijd_gezinshoofd + b34*Kind(eren) + b35*Equivalent_inkomen + b36*Overbevolking_ratio + b37*Index_fysische_staat + b38*Ligging + b39*Woonduur + E3

3.3 Resultaten Figuren 1 en 2 tonen de padmodellen voor respectievelijk eigenaars en huurders in Vlaanderen anno 2005. De verschillende model-fit indexen (chi-kwadraat, CFI en NFI) geven aan dat beide modellen bij de data passen, wat wil zeggen dat de modellen significant bijdragen tot het verklaren van de verhuiswens in Vlaanderen (Meyers et 12

al, 2006). De R2-waarden van de lineaire vergelijkingen met de verhuiswens als afhankelijke variabele geven aan dat resp. 19% en 37% van de variantie in de verhuiswens wordt verklaard door de modellen van de eigenaars en huurders. Deze percentages zijn statistisch zeer significant (p<.0001) en zijn bevredigend voor sociaal-wetenschappelijk onderzoek.

Padmodel voor eigenaars De resultaten voor het model van de eigenaars bevestigt de hypothese dat woontevredenheid een belangrijke rol speelt bij het ontstaan van een verhuiswens. Het negatieve effect is het sterkst voor tevredenheid met de woning (-0.222). Maar ook de woonomgeving draagt duidelijk bij tot het vormen van een verhuiswens (-0.137). Dit is een interessante vaststelling aangezien in de Woonsurvey de woonomgeving nauwelijks werd genoemd als voornaamste verhuisreden bij de laatste verhuis van de respondent (Heylen et al, 2007). Van de huishoudvariabelen heeft de leeftijd van het gezinshoofd het sterkste effect op de verhuiswens, in de te verwachten richting (-0.222). Dus, ongeacht het tevredenheidsniveau, hebben oudere eigenaars gemiddeld een lagere verhuiswens dan jongere eigenaars. Bovendien heeft de leeftijd een indirect effect op de verhuiswens via de tevredenheidsindices. Hoe ouder een eigenaar wordt, hoe meer tevreden hij over het algemeen is met zijn woning en woonomgeving. Het effect van de aanwezigheid van kinderen is direct en negatief. Voor elk tevredenheidsniveau heeft de aanwezigheid van kinderen dus een verminderend effect op de verhuiswens. De vermoedelijke uitleg hiervoor is dat koppels met een kinderwens de komst van kinderen anticiperen bij de bouw of aankoop van een woning. Ze lijken dus te kiezen voor een aangepaste woning en woonomgeving. Bovendien zijn er nog enkele implicaties van de aanwezigheid van kinderen (vb. school in de buurt, lid van lokale sportclubs, …) die een vermoedelijke rem vormen voor de verhuiswens. Om deze onderliggende mechanismen helemaal te begrijpen dienen we beroep te doen op kwalitatief onderzoek naar verhuiswensen. Zoals verwacht blijkt het equivalent inkomen de verhuiswens niet direct te beïnvloeden. Zoals hoger vermeld, is de verhuiswens in ons model immers voorwaardelijk: de wens te verhuizen indien men over genoeg middelen beschikt. Wel zien we dat het inkomen – ceteris paribus – een positief effect heeft op de tevredenheid van eigenaars met de woning en de buurt. Ook bivariate analyses (Heylen et al, 2007) toonden reeds aan dat hogere inkomensgezinnen relatief meer tevreden zijn met hun woning en woonomgeving dan lagere inkomensgezinnen. In lijn met onze verwachting heeft de fysische staat van de woning een sterk positief effect (0.215) op de tevredenheid met de woning en een direct negatief effect (-0.071) op de verhuiswens. Hoe beter de staat van de woning, hoe meer tevreden men is over de woning en hoe minder men geneigd is te verhuizen. Verder blijkt dat eigenaars uit stedelijk gebied minder tevreden zijn over hun woonomgeving dan deze uit het buitengebied. Daarnaast is er ook - ongeacht de woontevredenheid - een direct positief effect van ‘wonen in stedelijk gebied’ op de verhuiswens. Ceteris paribus, zijn

13

eigenaars in stedelijk gebied dus eerder geneigd om te verhuizen dan eigenaars in het buitengebied. Verder heeft de woonduur een negatief effect op de tevredenheid met de woning maar niet op de tevredenheid met de woonomgeving. Mogelijk leidt een langere woonduur tot een opeenstapeling van ergernis i.v.m de woning. Tot slot blijkt er een licht direct effect te bestaan van ‘overbevolking’ op de verhuiswens.

Leeftijd gezinshoofd Kind(eren) (1=ja; 0=nee)

.112 .06

Equivalent Inkomen

-.052

.073 .052

-.050

Overbevolkings ratio

Index fysische staat van de woning

- .222

Tevredenheid met woning

E -.222

.051 .215

.079

E

Verhuiswens

-.071

Tevredenheid woonomgeving

E

-.137

-.137 .110

Stedelijke ligging Duur van bewoning

-.082

Figuur 1: Padmodel ter verklaring van de verhuiswens, voor eigenaars in Vlaanderen anno 2005 (N=3.558); padcoëfficiënten zijn statistisch significant op niveau α=.05

Padmodel voor huurders Ook het padmodel voor de Vlaamse huurders laat zien dat de tevredenheid met de woning en de woonomgeving een belangrijke (tussenliggende) rol speelt m.b.t het ontstaan van een verhuiswens. De tevredenheid met de woning heeft het sterkste effect op de verhuiswens (-0.353) van alle variabelen in het model. Net als bij de eigenaars is ook het effect van de tevredenheid met de woonomgeving significant (0,088), al is dit effect vier keer kleiner dan dat van de tevredenheid met de woning. 14

Een verschilpunt met het model van de eigenaars is dat het effect van de aanwezigheid van kinderen een andere logica volgt. Huurders met kind(eren) zijn – ceteris paribus – minder tevreden met hun woning en woonomgeving dan huurders zonder kind. Deze vaststelling wijst er op dat de woning en woonomgeving van huurders niet steeds is aangepast aan de aanwezigheid van één of meerdere kinderen. Door deze ontevredenheid zullen huurders met kind(eren) dus sneller verhuizen dan deze zonder kind. In tegenstelling tot de situatie bij eigenaars anticipeert het gemiddelde koppel op de huurmarkt dus niet op de komst van een kind bij de woningkeuze. Deze vaststelling is niet onlogisch, aangezien de woningkeuze voor een toekomstige eigenaar een langetermijnkeuze is terwijl huurders hun woonsituatie eerder als tijdelijk beschouwen en sneller van woning kunnen veranderen. Wanneer er een kind op komst is, kan een huurder alsnog beslissen naar een meer aangepaste woning te verhuizen. Voor een bepaalde tijd kunnen deze huurders echter wonen in een woning die niet geheel is aangepast aan hun wensen (i.v.m de aanwezigheid van een kind). Verder zien we dat het effect van de fysische staat van de woning op de woningtevredenheid dubbel zo sterk is bij de huurders dan bij de eigenaars (0.417 versus 0.215). Dit sterke verband is cruciaal aangezien de Woonsurvey uitwijst dat 17% van de huurders een woning betrekt in (zeer) slechte fysische staat. Voor de eigenaars is dat 6,6%. De leeftijd van het gezinshoofd heeft een sterk positief direct effect op de verhuiswens van de huurders. Dus, ongeacht de tevredenheid, zijn oudere huurders algemeen beschouwd minder geneigd te verhuizen dan jongere huurders. Opvallend is dat er een direct positief effect is van het inkomen op de verhuiswens (0.084), dus ongeacht het niveau van woontevredenheid. Zoals vermeld, is de verhuiswens een ‘voorwaardelijke’ wens. Algemeen beschouwd blijken huurders in stedelijk gebied eerder geneigd om te verhuizen dan huurders in buitengebied. Dit effect van de ligging werkt zowel direct (voor elk tevredenheidsniveau) als indirect. Net als bij de eigenaars zijn de stedelijke huurders gemiddeld minder tevreden met de woonomgeving. Wat de overbevolkingsmaat betreft, is er een licht positief (direct) effect op de verhuiswens. Zoals verwacht, is men dus eerder geneigd te verhuizen uit woningen met te weinig kamers voor de gezinsleden dan uit woningen die voldoende groot zijn. Tot slot heeft de duur van de bewoning geen invloed op de tevredenheid met de woning, in tegenstelling tot de situatie voor eigenaars. Een vermoedelijke verklaring is dat huurders minder lang op dezelfde plaats wonen dan eigenaars en de irritatie met de woonomgeving niet laten opstapelen.

15

Leeftijd gezinshoofd Kind(eren) (1=ja; 0=nee) -.090

.084

-.081

Tevredenheid woning

Overbevolkings -ratio

.064

Tevredenheid woonomgeving

.137 -.056

Stedelijke ligging

E -.353

.417

Index fysische staat van de woning

- .327

.081

Equivalent Inkomen

Verhuiswens E

-.088

-.091 .080

Duur van bewoning

Figuur 2: Padmodel ter verklaring van de verhuiswens, voor huurders in Vlaanderen anno 2005 (N=1.043); padcoëfficiënten zijn statistisch significant op niveau α=.05

4. Transitie van huurder naar eigenaar in Vlaanderen 4.1 Onderzoeksdoelstelling en hypothesen Het doel van dit deel van de studie is om een beter begrip te krijgen van de transitie van huurder naar eigenaar in Vlaanderen. Meer concreet onderzoeken we voor een aantal huishoudkenmerken of ze bepalend zijn voor de overgang van de huur- naar de eigendomsmarkt. Hiervoor maken we wederom gebruik van de Woonsurvey 2005. Onze literatuurstudie (zie § 2.2) wees uit dat de overgang van huurder naar eigenaarbewoner vanuit drie perspectieven wordt onderzocht: een demografisch/sociologisch vertrekkend van het levensloopconcept, een micro-economisch en een macroeconomisch perspectief. In onze benadering hanteren we een combinatie van de twee eerst genoemde perspectieven. Enerzijds nemen we twee variabelen op in onze analyse die de fase in de levensloop van de huishoudens weerspiegelen: de leeftijd en

16

E

de activiteitsstatus van het gezinshoofd en het huishoudtype (alleenstaand, eenoudergezin, koppel met en zonder kind(eren)); anderzijds analyseren we het effect van enkele micro-economische variabelen: het equivalent inkomen, het aantal verdieners in het huishouden en het opleidingsniveau (als indicatie voor het verwachte inkomen). Ons baserend op internationale literatuur en recent Vlaams onderzoek naar het inkomensprofiel van huurders en eigenaars (Van Dam & Geurts, 2000; Pannecoucke et al 2001; Heylen et al, 2007), verwachten we een sterk positief verband tussen het inkomen en de overgang van huur naar eigendom. Wat de leeftijd betreft, verwachten we dat de geneigdheid eigenaar te worden het hoogst is voor de categorie van 17 tot 34 jaar, aangezien dit de leeftijd is waar het gezin en de werkcarrière vorm krijgen (Dieleman & Everaers, 1994). Omdat ‘huishoudstabiliteit’ uit de literatuur naar voor komt als een cruciale factor, is onze hypothese dat eenoudergezinnen en alleenstaanden minder geneigd zijn om eigenaar te worden dan koppels. Ook de verwachte inkomens spelen een rol volgens de literatuur. Hier is onze hypothese dat werklozen en lager opgeleide huurders een lagere kans hebben om eigenaar te worden dan resp. werkende en hoger opgeleide huurders. Tot slot verwachten we dat tweeverdieners op de huurmarkt eerder de stap naar eigenaarschap zullen zetten dan éénverdieners.

4.2 Methodologie Om het effect van huishoudkenmerken op de transitie van huurder naar eigenaar te onderzoeken, doet men idealiter beroep op longitudinale data. Voor Vlaanderen is zulk een databron echter niet voorhanden anno 2007. We baseren ons daarom op de Woonsurvey uit 2005. We gebruiken de verwachte verandering in eigendomsstatuut als een ‘proxy’ voor de echte verhuisbeweging. De respondenten uit de Woonsurvey werden immers gevraag naar hun verhuisplannen in de nabije toekomst. Vervolgens werd aan de respondenten met verhuisplannen gevraagd of ze naar een huur- of eigendomswoning zochten. Onze afhankelijke variabele kent dus twee categorieën: plannen om huurder te blijven/plannen om eigenaar te worden. De bestudeerde populatie is de groep huurders met verhuisplannen (143 huishoudens). Een beperking van ons cross-sectioneel design is dat er geen veranderingen in huishoudkenmerken (de gebeurtenissen in de levensloop) gemodelleerd kunnen worden. We kennen alleen de huishoudsituatie op het moment van de bevraging. De verschillende categorieën van de variabelen (vb. alleenstaand, koppel, met of zonder kind) representeren op deze manier de verschillende fasen in de levensloop van het huishouden. We starten met een bivariate analyse, gevolgd door een multivariaat regressiemodel. Met kruistabellen gaan we eerst na of er een statistisch verband bestaat tussen bepaalde huishoudkenmerken en de (verwachte) transitie van huurder naar eigenaar. Een regressie-analyse laat ons vervolgens toe om causale effecten te detecteren.

17

4.3 Bivariate analyse voor transitie huurder - eigenaar Tabel 1 toont ons de resultaten van de bivariate analyse. We stellen vast dat de overgang van huurder naar eigenaar statistisch significant gerelateerd is aan een aantal huishoudvariabelen. We moeten echter in het achterhoofd houden dat in dit deel geen causale effecten of ‘determinanten’ kunnen aangetoond worden. Bij bivariate analyses wordt er immers niet gecontroleerd voor de invloed van andere relevante (verstorende) variabelen, waardoor enkel de statistische ‘samenhang’ wordt onderzocht. Ten eerste zien we dat de leeftijd van gezinshoofd sterk gerelateerd is aan de verhuis van een huur- naar een eigen woning. Binnen de jongste groep met verhuisplannen (17-34 jaar) kiest 55% voor een eigen woning, terwijl dit aandeel aanzienlijk lager ligt in de oudere leeftijdsklassen. In de oudste leeftijdsgroep bedraagt dit aandeel niet meer dan 5%. Deze resultaten liggen dus in lijn met onze verwachtingen. Verder houdt ook de activiteitstatus van het gezinshoofd sterk verband met de keuze tussen huren of eigendomsverwerving. Indien het gezinshoofd werkloos is, plant slecht 20% eigenaar te worden; wanneer het gezinshoofd tewerkgesteld is, loopt dit aandeel op tot 58%. Complementair met het resultaat naar leeftijd, zoekt 86% van de gepensioneerde verhuizende huurders opnieuw een huurwoning. Deze resultaten wijzen uit dat inkomensstabiliteit een belangrijke factor is met betrekking tot de stap naar een eigen woning. Ook met betrekking tot de samenstelling van het huishouden bevestigen de resultaten onze hypotheses. Het aandeel alleenstaanden en eenoudergezinnen dat eigenaar plant te worden is laag (resp. 28% en 32%) vergeleken met het aandeel koppels met of zonder kinderen (58% en 66%) dat deze overgang plant. Deze bevinding duidt aan dat de overgang naar de eigendomsmarkt over het algemeen maar plaatsvindt als het huishouden een zekere stabiliteit heeft bereikt. Veel jonge alleenstaanden en alleenstaande ouders wachten vermoedelijk op een (nieuwe) vaste relatie om eigenaar te worden. Uiteraard hebben alleenstaanden en eenoudergezinnen gemiddeld ook een lager inkomen dan koppels, zodat ze minder middelen hebben om een woning te kopen of te bouwen. Of er ook een effect is van het huishoudtype ongeacht het inkomensniveau kunnen we met een bivariate analyse niet achterhalen. Hiervoor verwijzen we naar de volgende paragraaf, waar we een logistisch regressiemodel uitwerken. Om het verband met inkomen te onderzoeken, doen we beroep op quintielen van equivalente inkomens. Het eerste quintiel bevat de 20% laagste equivalente inkomens uit Vlaanderen, terwijl het vijfde quintiel de 20% hoogste equivalente inkomens vertegenwoordigt. Logischerwijze blijken huurders met een hoger (equivalent) inkomen eerder geneigd om eigenaar te worden als ze verhuizen dan huurders met een lager inkomen. Tabel 1 toont ons dat maar 13% van de verhuizende huurders behorend tot het eerste inkomensquintiel eigenaar wordt. Binnen het vijfde quintiel bedraagt dit aandeel 87%. Ook blijkt dat het gemiddeld (equivalent) inkomen van degenen die eigenaar worden significant hoger ligt dan dat voor degenen die huurder blijven (1562 versus 1010 euro). In lijn met de bevinding van Clark et al (1994) blijkt het aantal verdieners in het huishouden een cruciale rol te spelen. Tweeverdieners op de huurmarkt zijn veel

18

sterker geneigd om eigenaar te worden dan eenverdieners (70% versus 47%). De categorie ‘geen verdiener in het huishouden’ kunnen we niet éénduidig interpreteren aangezien hier zowel werklozen als (brug)gepensioneerden toe behoren. Tot slot blijkt dat ook het opleidingsniveau significant gerelateerd is aan de transitie naar eigenaarschap. Wanneer het gezinshoofd alleen maar zijn lagere school diploma heeft, blijft 73% van de verhuizers op de huurmarkt. Daarentegen verhuist twee derde van degenen met een diploma hoger onderwijs naar een eigen woning. We weten echter ook dat lager opgeleiden gemiddeld ouder zijn dan hoger opgeleiden en dat oudere huurders minder geneigd zijn om eigenaar te worden. Om een causaal verband te onderscheiden tussen opleidingsniveau en de transitie naar eigenaar, dienen we de factor leeftijd constant te houden (zie verder).

19

Tabel 1:

Nieuw eigendomsstatuut van huurders met verhuisplan, die nog geen nieuwe woning hebben gevonden, socio-economische kenmerken, Vlaanderen, 2005 Nieuw eigendomsstatuut Eigenaar (%) Huurder (%) 46,3 53,7 Huurders met verhuisplan Leeftijd gezinshoofd** 17-34 45,4 54,6 35-44 46,6 53,4 45-64 38,2 61,8 65/+ 5,2 94,8 Huishoudtype*** Alleenstaand 27,7 72,3 Eenoudergezin 31,6 68,4 Koppel zonder kind 66,3 33,7 Koppel met kind(eren) 57,6 42,4 Aantal verdieners in het huishouden*** 0 13,4 86,6 1 46,7 53,3 2 29,5 70,5 Activiteitsstatus gezinshoofd*** Tewerkgesteld 42,5 57,5 (Brug)gepensioneerd 14,0 86,0 Werkloos 20,5 79,5 Ziek/arbeidsongeschikt 55,0 45,0 Equivalent inkomen (in quintielen)*** 1ste 13,0 87,0 2 39,9 60,1 3 43,3 56,7 4 65,9 34,1 5de 12,5 87,5 Opleidingsniveau gezinshoofd*** Lager onderwijs 27,1 72,9 Lager secundair 28,2 71,8 onderwijs Hoger secundair 47,9 52,1 onderwijs Hoger onderwijs 65,8 34,2 Gemiddelde leeftijd F=5,4; p=0,02 Gemiddeld equivalent inkomen F=31,5; p<0,0001 N=143

35 jaar, 10 m

40 jaar, 11

1.562 euro

1.010 euro

χ²- test: ***p<0,001 **p<0,05 Bron: Woonsurvey 2005

20

4.4 Logistisch regressiemodel voor transitie huurder - eigenaar Aangezien onze afhankelijke variabele dichotoom is (huurder blijven/eigenaar worden), is een logistische regressie de geschikte methode om een multivariate analyse uit te voeren. Bij logistische regressie interpreteren we de geschatte coëfficiënten – mits exponentiëring – als odds ratio’s. In ons model zijn dit ratio’s van de odds om eigenaar te worden. Een odds verhoudt zich tot een kans als volgt: odds=kans/(1-kans). Voor een kans van 80% is de odds 4, terwijl een kans van 20% een odds van ¼ oplevert. Een odds ratio valt dan ook ‘extremer’ uit dan een kansenratio (Pampel, 2000). De opgenomen variabelen zijn: leeftijd, activiteitsstatus en opleidingsniveau van het gezinshoofd, huishoudtype en equivalent inkomen (in quintielen). Het ‘aantal verdieners’ werd – in tegenstelling tot bij de bivariate analyse – niet opgenomen in het model omdat dit voor problemen zorgde op vlak van multicollineariteit. De Likelihood ratio (χ²=53, p<0,0001) van het model geeft aan dat het model met de onafhankelijke variabelen significant meer variantie in de afhankelijke variabele dan het model met alleen het intercept. Dit betekent dat het model op een bevredigende manier bij de data past (Sharma, 1996). Een aantal effecten uit het model bleken echter niet significant, wat vermoedelijk te wijten is aan het lage aantal observaties (n=143). Met een hoger aantal observaties zouden we waarschijnlijk meer significante effecten hebben aangetroffen. Gecontroleerd voor de overige variabelen, vinden we geen significant effect van de leeftijd op de odds op woningbezit. Dit geeft aan dat het hoger aandeel dat eigenaar wordt in de categorie van 17 tot 34 jaar verklaard wordt door de huishoudsituatie en de activiteitsstatus van deze groep en dus niet op een ‘directe’ manier door de leeftijd zelf. Wat de activiteitsstatus van het gezinshoofd betreft wordt onze hypothese bevestigd. Ceteris paribus is de odds om eigenaar te worden twee maal zo hoog voor huurders met een tewerkgesteld gezinshoofd dan voor huurders met een werkloos gezinshoofd (hoewel geen significant verschil bij α=0,05). Dit betekent dat er een effect bestaat van de activiteitsstatus ongeacht het inkomensniveau. Stabiliteit op vlak van de werkcarrière draagt dus blijkbaar bij tot de beslissing eigenaar te worden. Een opmerkelijk resultaat is dat de odds op een eigen woning vijf maal hoger ligt voor zieke/arbeidsongeschikte dan voor tewerkgestelde huurders. Mogelijk zorgt het lage aantal observaties hier voor een vertekening. Verder stellen we vast dat de odds op eigenaarschap lager is voor alleenstaanden en eenoudergezinnen dan voor koppels. Koppels met kinderen kennen de hoogste odds om naar een eigen woning te verhuizen. Deze resultaten bevestigen de stelling dat stabiliteit op vlak van gezinssamenstelling bijdraagt tot de stap naar eigendomsverwerving. Zoals verwacht is er een sterk positief effect van het (equivalent) inkomen op de odds om eigenaar te worden. De odds is 16 keer hoger voor de huurders behorend tot het hoogste quintiel dan voor degenen binnen het laagste quintiel. Tot slot laat deze analyse ook zien dat er een direct effect bestaat van het opleidingsniveau. Wanneer het gezinshoofd een diploma hoger secundair of hoger onderwijs heeft, is de odds op

21

eigenaarschap duidelijk hoger dan wanneer een diploma lager secundair werd bereikt, ongeacht het inkomensniveau. Voor eenzelfde inkomen zullen hoger opgeleiden gemiddeld dus sneller een eigen woning hebben dan lager opgeleiden. Deze bevinding kent mogelijk verschillende oorzaken. Ten eerste worden naast de huidige inkomens vermoedelijk ook de verwachte toekomstige inkomens in rekening gebracht bij de beslissing eigenaar te worden. Deze liggen uiteraard hoger voor hoger opgeleiden. Maar er kunnen ook andere elementen meespelen. Lager opgeleiden zijn mogelijk niet helemaal op de hoogte van de verschillende steunmaatregelen inzake eigendomverwerving (vb. sociale lening op sociale koopwoning). Ze denken mogelijk ook sneller dan hoger opgeleiden dat eigenaar worden ‘niets voor hen is’. Onze analyse laat echter niet toe om precies te achterhalen wat de achterliggende oorzaken zijn. Tabel 2:

Resultaten logistische regressie: de ‘odds’ om eigenaar te worden versus huurder blijven, voor huurders met verhuisplan, Vlaanderen, 2005. Odds ratio: Wald testSign. Test βx = βy * (exp) B statistic 0,98 1,07 0,3 Leeftijd gezinshoofd Huishoudtype Koppel zonder kind (1, ref.) 1 3 Koppel met kind(eren) (2) 1,90 1,22 0,27 Alleenstaande (3) 0,23 5,94 0,015 1 Eenoudergezin (4) 0,49 1,09 0,30 Activiteitsstatus van gezinshoofd Tewerkgesteld (1, ref.) 1 Werkloos (2) 0,49 0,95 0,33 3 Ziek/arbeidsongeschikt (3) 5,38 1,80 0,17 2 Equivalent inkomen (in quintielen) 1ste 1 2,3,4,5 2 4,66 8,78 0,02 1 3 4,04 4,75 0,03 1 4 6,95 8,78 0,003 1 5de 16,26 10,7 0,001 1 Opleidingsniveau gezinshoofd Lager onderwijs (1, ref.) 1 Lager secundair onderwijs (2) 0,49 0,65 0,42 3,4 Hoger secundair onderwijs 2,09 0,84 0,36 2 (3) Hoger onderwijs (4) 3,07 1,80 0,18 2 N=143 -2 logL intercept alleen -2 logL intercept en onafhankelijke variabelen Likelihood ratio (χ²) Voor globale nulhypothese Beta=0

197,1 144,1 53,0

p <0,0001 df 13

*de coëfficiënt (B) verschilt significant (Wald χ²-test) van de coëfficiënt voor de categorie met de volgende nummers Bron: Woonsurvey 2005

22

5. Conclusie In deze paper hebben we twee cruciale aspecten van woonmobiliteit in Vlaanderen onderzocht: de determinanten van een verhuiswens en de determinanten van een transitie van huurder naar eigenaar. De data waren afkomstig van de Woonsurvey 2005. Voortbouwend op Speare’s model van woontevredenheid en het concept ‘familie levensloop’, stelden we twee padmodellen op om de verhuiswens te verklaren. In beide modellen (voor huurders en eigenaars) werden de tevredenheid met de woning en de woonomgeving opgenomen als tussenliggende variabelen. Als verklarende variabelen werden – op basis van een literatuurstudie - relevante huishoud- en woningkenmerken geselecteerd. We vonden dat – zowel voor huurders als eigenaars – de tevredenheid met de woning een belangrijke determinant is van een verhuiswens, en dat deze tevredenheid voor een deel wordt bepaald door enkele huishoud- en woningkenmerken. Daarnaast bleek ook de tevredenheid met de woonomgeving een significante factor. Dit is een belangrijke vaststelling aangezien in de Woonsurvey aspecten van de woonomgeving amper werden genoemd als ‘voornaamste verhuisreden’ bij het verlaten van de vorige woning (Heylen et al, 2007). Verder heeft de leeftijd van het gezinshoofd een sterk direct negatief effect op de verhuiswens, zowel voor eigenaars als huurders. Ceteris paribus, wensen jonger gezinnen dus eerder te verhuizen dan oudere. Het leeftijdseffect is ook deels indirect aangezien oudere huishoudens eerder geneigd zijn om tevreden te zijn met woning en woonomgeving dan jongere huishoudens. Het effect van de aanwezigheid van één of meer kinderen volgt een verschillende logica naargelang het eigendomsstatuut. De resultaten wijzen uit dat koppels de komst van toekomstige kinderen anticiperen bij de keuze van een eigendomswoning. Koppels met een kind op de eigendomsmarkt zijn minder geneigd om te verhuizen dan koppels zonder kind, al de overige variabelen constant gehouden. Aan de andere kant zien we dat gezinnen de komst van een kind veel minder anticiperen op de huurmarkt. Hurende koppels met kind(eren) zijn gemiddeld immers minder tevreden met de woning en de woonomgeving dan koppels zonder kind. De fysische staat van een woning blijkt een sterk effect te hebben op de tevredenheid met de woning – vooral bij huurders - en beïnvloedt de verhuiswens dus op een indirecte manier. Verder blijken huishoudens uit het stedelijk gebied – alle overige factoren constant – minder tevreden te zijn met hun woonomgeving dan huishoudens uit het buitengebied, ongeacht het eigendomsstatuut. Daarenboven bestaat er een direct positief effect van ‘wonen in stedelijk gebied’ op de verhuiswens. Voor om het even welk tevredenheidsniveau blijken zowel huurders als eigenaars uit het stedelijke gebied sneller te willen verhuizen. Tot slot blijkt voor eigenaars dat het (equivalent) inkomen de tevredenheid met zowel woning als woonomgeving positief beïnvloedt. Het tweede deel van de paper focust op de determinanten van de transitie van huurder naar eigenaar in Vlaanderen. Vooreerst blijkt het aandeel huurders dat eigenaar wordt, het grootst in de leeftijdsgroep van 17 tot 34 jaar. Deze bevinding ligt in lijn met de

23

levensloophypothese die stelt dat de stap naar een eigendomswoning wordt gezet in de levensfase waarin het gezin en de werkcarrière vaste vorm krijgen. Ook blijken alleenstaanden en eenoudergezinnen minder geneigd eigenaar te worden dan koppels, en dan vooral diegenen met een kind (of meerdere). Een zekere stabiliteit op vlak van de huishoudsituatie draagt dus bij tot de transitie naar eigenaarschap. Verder blijkt het inkomen uiteraard een cruciale factor. Al de overige factoren constant, zijn hogere inkomensgezinnen veel sneller geneigd om eigenaar te worden dan lagere inkomens. Bovendien suggereert onze analyse dat ook het verwachte inkomen over de levensloop een rol speelt. Hoog opgeleide huurders zetten immers – ongeacht leeftijd en inkomen – sneller de stap naar een eigen woning dan lager opgeleiden. We gaan er hierbij vanuit dat hogere opgeleiden hogere toekomstige inkomens verwachten dan lager opgeleiden. Ook is het mogelijk dat lager opgeleiden – ondanks eenzelfde besteedbaar inkomen - over minder vermogen beschikken dan hoger opgeleiden (verschillende inbreng van ouders). Maar mogelijk spelen naast de financiële aspecten ook nog andere factoren een rol. Lager opgeleiden zijn mogelijk minder goed geïnformeerd over de verschillende steunmaatregelen op het gebied van eigendomsverwerving (vb. sociale lening of koopwoning) of voelen zich minder snel geroepen om eigenaar te worden. Voor eenzelfde inkomensniveau en leeftijd blijken werkloze huurders tenslotte minder geneigd om een eigen woning te verwerven dan werkende huurders, wat erop wijst dat een stabiele werksituatie bijdraagt tot de stap naar eigenwoningbezit. Een goed werkgelegenheidsbeleid draagt dus ook – zij het onrechtstreeks - bij tot de mogelijkheid een eigen woning te verwerven.

6. Beleidsaanbevelingen De studie toont aan dat de fysische staat van de woning een sterke impact heeft op de tevredenheid met de woning, en dit vooral op de huurmarkt. Uit vroegere analyses op de Woonsurvey weten we dat slechte woningen meer voorkomen op de huurmarkt dan op de eigendomsmarkt: 17,1% van de huurders en 6,6% van de eigenaars betrekken wat gedefinieerd werd als ‘slechte’ of ‘zeer slechte’ woning (Heylen et al, 2007). De nieuwe onderzoeksresultaten bevestigen dus ons vroegere pleidooi om het kwaliteitsbeleid in belangrijke mate te richten op de huurmarkt. Uit vroeger onderzoek wisten we ook al dat lage inkomensgezinnen minder gemakkelijk eigenaar worden dan hogere inkomens. De hier uitgevoerde analyse bevestigt dit ook ceteris paribus. Wenst het beleid meer lage inkomensgezinnen over de drempel van eigenaarschap te helpen, dan zullen hiervoor meer middelen moeten ingezet worden en / of de doeltreffendheid van de bestaande instrumenten worden verhoogd. Een belangrijk knelpunt is dat om de eigen woning betaalbaar te maken en van de bestaande steunmaatregelen zoals sociale leningen te kunnen genieten, de gezinnen over een minimum aan eigen vermogen moeten beschikken, wat vaak niet het geval is. Om hieraan tegemoet te komen stelden Doms et al (2001) voor om een startpremie toe te kennen voor de betaling van notaris- en dossierkosten.

24

Vroeger onderzoek toonde verder uitgebreid aan hoe belangrijk het scholingsniveau en het hebben van werk is voor de positie op de woningmarkt. De hier uitgevoerde analyses bevestigen dat beide factoren een belangrijke rol te spelen bij de transitie naar een eigen woning. Het belang van een algemeen opleidings- en tewerkstellingsbeleid met bijzondere aandacht voor de zwakkere sociaal-economische groepen is hiermee nog maar eens bevestigd. Maar verder vinden we hierin opnieuw een argument voor een goed informatiebeleid gericht naar de groep laag opgeleiden (Winters e.a., 2002).

Literatuur Bach R.L. & Smith J. (1977), Community Satisfaction, Expectations of Moving and Migration, Demography, Vol. 14(2), pp. 147-167. Capeau B., Decoster A. & F. Vermeulen (2003), Homeownership and the life cycle: an ordered logit approach, Centrum voor Economische Studies, Universiteit van Leuven. Clark W.A.V., Deurloo M.C.& F.M. Dieleman (1994), Tenure Changes in the Context of Micro-level Family and Macro-level Economic shifts, Urban Studies, 31:1, pp. 137-154. Clark W.A.V. & Dieleman F.M. (1996), Households and Housing: Choice and Outcome in the Housing Market, CUPR Press, Rutgers University, New Jersey. Deane, G.D. (1990), Mobility and Adjustments: Paths to the Resolution of Residential Stress, Demography, Vol. 27(1), pp. 65-79. Diaz-Serrano L. (2006), Housing Satisfaction, Homeownership and Housing Mobility: a Panel Data Analyses for twelve EU countries, Discussion paper, IZA. The Institute for the Study of Labour (IZA), Bonn.

Dieleman F.M. & Everaers P.C.J. (1994), From renting to owning: Life course and market circumstances, Housing Studies, Vol. 9(1), pp.11-15. Doms K., Van Damme B., Winters S., Bilsen V. & E. Buyst (2001), Op zoek naar eigendom: een onderzoek naar de overheidssteun voor eigenaars van woningen. Leuven: Katholieke Universiteit Leuven. Hoger Instituut voor de Arbeid, p. 554. Goodman, A. & K. Masahiro (1982), Permanent Income, Hedonic Prices, and Demand for Housing: New Evidence, Journal of Urban Economics, Vol. 12, pp. 214-237. Golant S.M. (1971), Adjustment Process in a System: a Behavioral Model of Human Movement, Geographical Analysis, 3, pp. 203-220. Haurin D.R., Hendershott, P.H. & S.M. Wachter (1996), Wealth Accumulation and Housing Choices of Young Households: An Exploratory Investigation, Journal of Housing Research, Vol.7 (1), pp.33-57. 25

Haurin D.R., Hendershott, P.H. & S.M. Wachter (1997), Borrowing Constraints and the Tenure Choice of Young Households, Journal of Housing Research, Vol. 8 (2), pp. 137-154. Henderson, J.V. & Y.M. Ioannides (1983), A Model of Housing Tenure Choice, The American Economic Review, Vol. 73 (1), pp. 98-113 Heylen K., Le Roy M., Vanden Broucke S., Vandekerckhove B. & S. Winters (2007), Wonen in Vlaanderen, de resultaten van de Woonsurvey 2005 en de Uitwendige Woningschouwing 2005. In opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Departement RWO. Kendig H.L. (1984), Housing Careers, Life Cycle and Residential Mobility: Implications for the Housing Market, Urban Studies, 21:33, pp 271-283. Landale N.S. & Guest, A.M. (1985), Constraints, Satisfaction and Residential mobility: Speare’s Model Reconsidered, Demography, Vol. 22(2), pp. 199-222 Li M.M. (1977), A logit model of homeownership, Econometrica, Vol. 45, No.5, pp. 1081-1097. McHugh K. E., Gober P., Reid N. (1990), Determinants of Short- and Long-Term Mobility Expectations for Home Owners and Renters, Demography, Vol.27(1), pp. 81-95. Meyers S., Gamst G. & A.J. Guarino (2006), Applied multivariate research: design and interpretation. London: Sage Publications. Michelson W. (1977), Environmental Choice, Human Behavior, and Residential Satisfaction, New York: Oxford University Press. Myers D. (1999), Cohort Longitudinal Estimation of Housing Careers, Housing Studies, Vol. 14(4), pp. 473-490. Özüekren A.S. & van Kempen R. (2002), Housing Careers of Minority Ethnic Groups: Experiences, Explanations and Prospects, Housing Studies, Vol. 17(3), pp. 365-379. Pampel F.C. (2000), Logistic Regression: A primer. Sage University Papers Series on Quantitative Applications in the Social Sciences, 07-132. Thousand Oaks, CA: Sage. Pannecoucke I., Geurts V., Van Dam R., De Decker P., Goossens L. & B. Cantillon (2001), Profiel van de sociale huurder en subjectieve beleving van de realisaties van de sociale huisvesting, OASES en CSB, Onderzoek in opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap. Pickles A.R. & Davies R.B. (1991), The empirical analysis of housing careers: a review and a general statistical framework, Environment and Planning A, 23, pp.465-484.

26

Raykov, T. & Marcoulides G.A. (2000), A first course in structural equation modeling. London: Lawrence Erlbaum Associates. Rossi P.H. (1955), Why Families Move: A Study in the Social Psychology of Urban Residential Mobility, Glencoe: Free Press. Rudel T.K. (1987), Housing Price Inflation, Family Growth and the Move from Rented to Owner Occupied Housing, Urban Studies, 24:4, pp. 258-267. Sharma S. (1996), Applied multivariate techniques, New York: John Wiley & Sons. Speare A. (1974), Residential Satisfaction as an Intervening Variable in Residential Mobility, Demography, Vol; 11, No. 2, pp. 173-188 Van Dam R. & Geurts V. (2000), De bewoners van gesubsidieerde en niet gesubsidieerde woningen in Vlaanderen: profiel, woningkwaliteit en betaalbaarheid. Working Paper, Centrum voor Sociaal Beleid (CSB). Vandenbroucke P., Buyst E., Winters S., Elsinga M., Haffner M. & J. Hoekstra (2007), Naar een aanbodbeleid voor de Vlaamse private huurmarkt. In opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Departement RWO. Vlaamse overheid (2008), Instrumenten voor kwaliteitsbewaking: conformiteitsattest [http://www.bouwenenwonen.be]. Welkenhuysen-Gybels J. & Loosveldt G. (2002), Regressieanalyse: een introductie in de multivariabelenanalyse. Leuven: Acco. Winters S., Van Damme B. & Pirard F. (2002), Aanbevelingen voor een beleid ter ondersteuning van eigenaars van woningen, HIVA-KULeuven, 29 p; Wolpert J. (1966), Migration as an Adjustment to Environmental Stress, Journal of Social Issues, Vol. 22 (4), pp. 92-102.

27

Appendix Tabel A:

Zero-order correlaties tussen de structurele variabelen en de tevredenheidsindices, padmodel voor eigenaars Tevredenheid met woning

Leeftijd gezinshoofd Kind (nee=0/ja=1) Equivalent inkomen Overbevolkingsratio Index fysische staat woning Stedelijke ligging (nee=0/ja=1) Duur van bewoning N=3558

0,054**

Tevredenheid Verhuiswens met woonomgeving 0,063** -0,250**

-0,027 0,077** -0,063** -0,225**

-0,037* 0,037* -0,049** -0,099**

0,096** 0,047** 0,117** 0,166**

-0,044**

-0,142**

0,149**

0,000

0,040*

-0,200**

Bron: Woonsurvey 2005; Pearson correlatie: *p<0,05 **p<0,01

Tabel B:

Zero-order correlaties tussen structurele variabelen, padmodel voor eigenaars

Kind (nee=0/ja=1) Equivalent inkomen Overbevolkingsratio Index fysische staat woning Stedelijke ligging (nee=0/ja=1) Duur van bewoning

Stedelijke Leeftijd Kind Equivalent OverIndex gezinshoofd (nee=0/ja=1) inkomen bevolkings- fysische ligging (nee=0/ja=1) ratio staat woning -0,477** 1 -0,218** -0,321** -0,092**

0,033* 0,582** 0,043**

1 -0.070** -0.032

1 0,056**

1

0,005

-0,039*

0,042*

0,003

0,085**

1

0,746**

-0,345**

-0,227**

-0,242**

0,082**

-0,070**

N=3558 Bron: Woonsurvey 2005; Pearson correlatie: *p<0,05 **p<0,01

28

Tabel C:

Zero-order correlaties tussen de structurele variabelen en de tevredenheidsindices, padmodel voor huurders

Leeftijd gezinshoofd Kind (nee=0/ja=1) Equivalent inkomen Overbevolkingsratio Index fysische staat woning Stedelijke ligging (nee=0/ja=1) Duur van bewoning N=1043

Dwelling satisfaction 0,186**

Neighborhood Desire to satisfaction move 0,11** -0,435**

-0,204** 0,055 -0,178** -0,452**

-0,16** 0,065* -0,161** -0,17**

0,19** 0,12** 0,209** 0,27**

-0,039

-0,08**

0,095**

0,042

0,025

-0,173**

Bron: Woonsurvey 2005; Pearson correlatie: *p<0,05 **p<0,01

Tabel D:

Zero-order correlaties tussen structurele variabelen, padmodel voor huurders

Kind (nee=0/ja=1) Equivalent inkomen Overbevolkingsratio Index fysische staat woning Stedelijke ligging (nee=0/ja=1) Duur van bewoning N=1043

Leeftijd Kind Equivalent OverIndex Stedelijke gezinshoofd (nee=0/ja=1) inkomen bevolkings- fysische ligging ratio staat (nee=0/ja=1) woning -0,275** 1 -0,218** -0,251** -0,187**

-0,134** 0,570** 0,152**

1 -0,156** -0,05

1 0,123**

1

0,028

-0,062*

0,02

0,029

-0,025

1

0,453**

-0,084**

-0,115**

-0,096**

-0,003

0,018

Bron: Woonsurvey 2005; Pearson correlatie: *p<0,05 **p<0,01

29