Woonsituatie in Vlaanderen: mogelijkheden en gegevens van de EU-SILC

Woonsituatie in Vlaanderen: mogelijkheden en gegevens van de EU-SILC

Auteurs: •

Kristof Heylen

•

Sien Winters

Januari 2009

EXECUTIE SUMMARY

In deze studie wordt de woonsituatie in Vlaanderen geanalyseerd a.d.h.v de eerste twee beschikbare golven van de EU SILC (2004 en 2005). We besteden hierbij uitgebreid aandacht aan de mogelijkheden van de SILC om nauwkeurige en betrouwbare cijfers voort te brengen. Daarnaast staat de vergelijking van het Vlaamse met het Waalse en het Brussels Hoofdstedelijk Gewest centraal. De voornaamste resultaten voor Vlaanderen worden voorts vergeleken met de resultaten van de Woonsurvey 2005 uit eerdere studies. De ‘European Union Statistics on Income and Living Conditions’ (EU-SILC) is een enquête naar inkomens en andere levensomstandigheden binnen het kader van de Europese Unie. Het SILC-project werd door de EU gelanceerd om een aantal indicatoren rond armoede en sociale uitsluiting op een vergelijkbare manier te kunnen meten (Hemerijck, 2002). De uitvoering van de SILC is sinds 2004 gereguleerd met een Europese verordening, wat ze verplicht maakt voor alle EU-lidstaten. De enquête wordt gecoördineerd door Eurostat en voor België uitgevoerd door de Algemene Directie Statistiek van de FOD Economie. De EU-SILC volgt het ECHP (European Community Household Panel) op, dat werd stopgezet omwille van zowel inhoudelijke als methodologische redenen. Begin 2008 zijn de data van de twee eerste golven van de EU SILC beschikbaar (2004 en 2005). Hoewel de SILC in de eerste plaats focust op inkomens- en arbeidsgegevens, bevat de enquête ook uitgebreide informatie over de woonsituatie van de huishoudens. Belangrijk naar het beleid toe is dat de SILC jaarlijks nieuwe gegevens over wonen in Vlaanderen zal generen. De continuïteit is dus gegarandeerd. Een ander voordeel van de SILC is dat de Vlaamse resultaten kunnen vergeleken worden binnen zowel een Belgische als een Europese context. De Woonsurvey 2005 is een enquête die dieper ingaat op de problematiek van wonen dan de SILC, maar is vooralsnog een éénmalige bevraging. Een belangrijke methodologische beperking van de SILC situeert zich op vlak van de representativiteit van de steekproef en de wegingsprocedure. De steekproeven van de SILC 2004 en 2005 kennen immers een lage respons (minder dan 50%), wat de kans groot maakt dat bepaalde bevolkingsgroepen over- of ondervertegenwoordigd zijn. Onderzoek heeft immers aangetoond dat bepaalde groepen minder geneigd om mee te werken aan surveys of minder gemakkelijk bereikbaar zijn. Om de mogelijke vertekeningen op te vangen heeft de FOD Economie een uitgebreide wegingsprocedure uitgewerkt. Ondanks deze inspanningen blijkt echter dat er in de steekproeven van 2004 en 2005 een sterke scheeftrekking bestaat voor het huishoudtype en meer dan waarschijnlijk ook voor het eigendomsstatuut. Het aandeel eigenaars in Vlaanderen op basis van de SILC 2005 (71,3%) wijkt sterk af van het aandeel op basis van de meer betrouwbare - omwille van hogere reespons en grotere steekproef – Woonsurvey 2005 (74,4%). De SILC lijkt ons hierom geen geschikt instrument om de evolutie van het eigenaarschap in Vlaanderen te monitoren.

2

Een andere methodologische beperking betreft de verschillende referentieperiodes van bepaalde uitgavenposten en het inkomen. In de SILC worden de respondenten gevraagd naar hun inkomenssituatie in het jaar vóór het enquêtejaar, terwijl de huurprijs, de uitgaven voor nutsvoorzieningen en andere uitgavenposten een doorsnee maand in het enquêtejaar als referentieperiode kennen. Hierdoor is het niet mogelijk om op basis van SILC-data een betaalbaarheidsanalyse voor de huursector uit te werken aan de hand van de gebruikelijke methoden (woonquote en equivalent resterend inkomen). Voor de eigenaars met hypotheek is er wél een analyse mogelijk van de betaalbaarheid, aangezien de bevraagde afbetalingssom net als het inkomen betrekking heeft op het kalenderjaar vóór het enquêtejaar. Ondanks de genoemde beperkingen bevat de SILC zoals vermeld heel wat informatie over de woonsituatie van de Belgische huishoudens. Uit de resultaten blijkt ook – het aandeel eigenaars niet te na gesproken – dat de voornaamste woonindicatoren voor Vlaanderen op basis van de SILC een resultaat kennen dat zeer sterk aanleunt bij de resultaten van de Woonsurvey. De analyse heeft in de eerste plaats duidelijk gemaakt dat de woonsituatie voor tal van aspecten zeer sterk verschilt tussen de gewesten in België. Zo ligt anno 2005 het aandeel eigenaars in Vlaanderen (71% volgens SILC, 74% volgens Woonsurvey) een pak hoger dan in Wallonië (67%) en Brussel (39%). Verder zijn er relatief gezien veel meer eengezinswoningen in Vlaanderen (79%) en Wallonië (83%) dan in Brussel (22%). Woningen in Vlaanderen en Wallonië blijken verder beter uitgerust op vlak van sanitair dan woningen in Brussel. Het aandeel woningen met centrale verwarming ligt dan weer opvallend laag in Wallonië. Problemen met vocht of te weinig lichtinval komen frequenter voor in Wallonië en Brussel dan in Vlaanderen. Buurtproblemen zoals buurtlawaai, vervuiling en vandalisme worden door meer dan één derde van de Brussels huishoudens opgegeven. De frequentie van deze buurtproblemen ligt veel lager in Vlaanderen. Anno 2005 ligt de gemiddelde huurprijs significant hoger in Brussel (448 euro) dan in de andere gewesten en significant lager in het Waalse (337 euro) dan het Vlaamse gewest (390 euro). Opvallend is dat de gemiddelde huur van een sociale woning lager ligt in Wallonië dan in Vlaanderen en Brussel. De bruto woonuitgaven van eigenaars met hypotheek vallen gemiddeld hoger uit in Brussel (672 euro) dan in de andere gewesten, wat logischerwijze een gevolg is van de (veel) hogere woningprijzen in Brussel. Wat de betaalbaarheid in de eigendomssector betreft, oogt de situatie voor de drie gewesten het best in Vlaanderen. De eigenaars met hypotheek in Vlaanderen kennen de laagste gemiddeld woonquote (20%), het laagste aandeel dat boven de 30%-norm valt (14%) en het hoogste resterend inkomen van de drie gewesten. Ook geven relatief weinig Vlaamse eigenaars aan dat ze de woonuitgaven als een last beschouwen. Door hun lagere besteedbaar inkomen kennen Waalse eigenaars gemiddeld een lager (equivalent) resterend inkomen dan in Vlaanderen. De Brusselse eigenaars kennen – omwille van hun hogere woonuitgaven – een relatief hoge gemiddelde woonquote (26%). Omdat de Brussels gezinnen over het algemeen echter kleiner zijn (meer alleenstaanden) ligt het ERI van de eigenaars (met hypotheek) significant hoger dan in Vlaanderen (1499 versus 1437 euro). Deze uitkomst toont duidelijk aan dat de samenstelling naar 3

huishoudtype een belangrijke betaalbaarheidindicatoren.

rol

speelt

bij

de

interpretatie

van

de

De SILC bevat ook gegevens over de subjectieve ervaring van betaalbaarheid. Hier blijkt dat 49% van de Brusselse en Waalse huishoudens de woonuitgaven als een ‘zware last’ beschouwen; in Vlaanderen is dit slechts 18%. Daarnaast blijkt dat relatief meer Brusselse en Waalse gezinnen de vaste of bijkomende woonuitgaven niet (tijdig) konden betalen. Naast de vergelijking tussen de gewesten werd er ook een meer diepgaande analyse uitgevoerd van de situatie in Vlaanderen, met een nadruk op de vergelijking naar eigendomsstatuut en type huurder. De resultaten hiervan bevestigden grotendeels de resultaten van de studies gebaseerd op de Woonsurvey 2005.

4

1.

Situering onderzoek

In deze paper wordt een analyse uitgewerkt van de woonsituatie in Vlaanderen a.d.h.v de eerste twee beschikbare golven van de EU SILC (2004 en 2005). Hierbij staan we uitgebreid stil bij de mogelijkheden van de SILC om voor elk aspect van de woonsituatie nauwkeurige en betrouwbare cijfers voort te brengen. Ook staat de vergelijking met het Waalse en het Brussels Hoofdstedelijk Gewest centraal. De voornaamste resultaten voor Vlaanderen worden vergeleken met de cijfers van de Woonsurvey 2005 van het Kenniscentrum voor Duurzaam Woonbeleid. De ‘European Union Statistics on Income and Living Conditions’ (EU-SILC) is een enquête naar inkomens en andere levensomstandigheden, met als voornaamste doel het opstellen van vergelijkbare indicatoren in het kader van armoede en sociale insluiting binnen de Europese Unie. De uitwerking van de SILC vloeit voort uit de Lissabon-top van 2000. Binnen het kader van de Lissabon-strategie werd toen gesteld dat de strijd voor sociale insluiting binnen de EU gevoerd diende te worden met de methode van open coördinatie (Open Method of Coordination, OMC), een methode die reeds eerder werd toegepast op het domein van werkgelegenheid. De methode houdt in dat er op EU-niveau richtlijnen (guidelines) worden opgesteld over na te streven objectieven voor de betreffende beleidsdomeinen. Hoe deze objectieven worden nagestreefd door de lidstaten wordt uiteengezet in de twee- of driejaarlijkse Nationale Actieplannen. Belangrijk is dat elke lidstaat autonoom kan bepalen welke maatregelen er hiervoor genomen dienen te worden. De bedoeling is dat de lidstaten van elkaar leren a.d.h.v. ‘best practices’, dat ze hun beleidservaringen delen en dat ze hun eigen situatie monitoren en evalueren. Om de vooruitgang op vlak van sociale insluiting te kunnen meten, werd er een set van gemeenschappelijke indicatoren opgesteld (Laeken top, 2001). Het SILC project werd gelanceerd om een aantal van deze indicatoren (vb. % kinderen met armoederisico) op een vergelijkbare manier op te kunnen stellen (Hemerijck, 2002). De uitvoering van de EU-SILC is sinds 2004 gereguleerd met een Europese verordening (Regulation No 1177 of the European Parliament and of the Council), wat ze verplicht maakt voor alle lidstaten. De SILC wordt gecoördineerd door Eurostat en voor België uitgevoerd door de Algemene Directie Statistiek van de FOD Economie (http://statbel.fgov.be/silc/). In 2003 werd een proefenquête georganiseerd door zeven EU-landen waaronder België. Deze proefenquête speelde een belangrijke rol bij het op punt stellen van de methodologie van de SILC. Voor 2004 werd de EU-SILC uitgevoerd door 13 ‘oude’ EU-landen plus IJsland en Noorwegen. Vanaf 2005 kwamen daar de ‘nieuwe’ EU lidstaten bij. De EU-SILC is de opvolger van het ECHP (European Community Household Panel) die om meerdere redenen werd stopgezet. Zo kende het ECHP problemen op vlak van systematische paneluitval en waren de vragen niet aangepast aan de veranderde focus van het sociale beleid binnen de EU. Waar de focus van het ECHP op inkomensarmoede lag, ligt de focus in de SILC meer op ‘sociale insluiting’. Begin 2008 zijn de data van de twee eerste golven van de EU SILC beschikbaar (2004 en 2005). Hoewel de primaire focus van de SILC bij armoede en sociale insluiting ligt, bevat de enquête ook uitgebreide informatie over de woonsituatie van de huishoudens, zowel voor huurders als voor eigenaars. De data laten ons toe een analyse van de betaalbaarheid van wonen uit te werken, van de woonuitgaven, van het eigendomsstatuut 5

en van enkele kwaliteitsaspecten van de woonsituatie. De relevantie van de SILC naar het beleid toe is dat de SILC jaarlijks nieuwe gegevens zal generen en dat er dus een gegarandeerde continuïteit is. Een ander voordeel is dat de SILC een vergelijking toelaat, zowel tussen het Vlaamse, het Waalse en het Brussels Hoofdstedelijk Gewest als binnen de Europese context. De SILC heeft echter ook een aantal beperkingen voor de analyse van de woonsituatie. Hierop komen we uitgebreid terug in een volgend hoofdstuk. De Woonsurvey 2005 is een enquête die dieper ingaat op de problematiek van wonen dan de SILC, maar is vooralsnog een éénmalige bevraging. In tegenstelling tot de SILC komt in de Woonsurvey ook de woongeschiedenis en de financiering uitgebreid aan bod, wordt de woontevredenheid bevraagd en kunnen indicatoren worden opgesteld voor de fysische staat en het comfortniveau van de woning. Zowel op basis van de SILC als de Woonsurvey kunnen de woonindicatoren worden geanalyseerd naar relevante demografische en socio-economische kenmerken van de (referentiepersoon van de) huishoudens.

2.

SILC: methodologische aspecten

2.1

Opzet en uitvoering SILC

De EU-SILC betreft een enquête die wordt afgenomen bij een steekproef van private huishoudens uit het Rijksregister, waarbij elk huishoudlid van 16 jaar en ouder wordt geïnterviewd. Deze aanpak resulteert in een dataset op huishoud- en individueel niveau. Vanaf 2004 is de SILC een vier jaar durend roterend panel. Dit betekent dat ieder jaar een kwart van de huishoudens vervangen wordt door een nieuwe steekproef van huishoudens. Een huishouden kan dus maximaal gedurende vier jaar bevraagd worden. Deze longitudinale aanpak is nodig omdat ‘langdurige armoede’ één van de primaire indicatoren is op vlak van sociale inclusie. De keuze voor een ‘roterend’ panel is ook gemaakt om problemen van attritie (uitval) te voorkomen. Systematische uitval uit een panel-survey kan er immers voor zorgen dat de steekproef niet meer representatief is voor de populatie. Dit bleek één van de problemen van de ECHP, de voorganger van de EU-SILC (Bauwens e.a., 2005). De SILC 2004 voor België houdt een steekproef van 5275 private huishoudens in (2754 in het Vlaams Gewest), met een respons op huishoudniveau van 49,6%. In 2005 zijn er 5137 huishoudens bevraagd in België (2728 in Vlaams Gewest) en bedraagt de huishoudrespons 60%, met een longitudinale respons1 van 74,6% en een respons onder de ‘nieuwe huishoudens’ van 47% (FOD Economie, 2006). De respons voor de SILC ligt dus aanzienlijk lager dan deze van de Woonsurvey 2005 (67%). Daarnaast ligt ook het aantal steekproefeenheden (huishoudens) voor het Vlaamse Gewest aanzienlijk lager voor de SILC dan voor de Woonsurvey (n=5216). Dit zorgt ervoor dat de resultaten van de SILC minder nauwkeurig zullen zijn bij eenzelfde betrouwbaarheidsniveau; de betrouwbaarheidsintervallen van de indicatoren zullen m.a.w groter zijn bij de SILC.

1 De longitudinale respons is de respons onder de huishoudens die een tweede keer bevraagd zijn. 6

De vragenlijst heeft tot doel indicatoren op te stellen over de levenstandaard en het niveau van sociale insluiting. Een groot deel van de bevraging heeft bijgevolg betrekking op verschillende aspecten van de inkomenssituatie (Lusyne et al, 2005). De SILC omvat twee vragenlijsten: één individuele vragenlijst in te vullen door alle huishoudleden van 16 jaar en ouder en een huishoudvragenlijst in te vullen door één volwassene van het huishouden (die dan de referentiepersoon wordt genoemd). De individuele vragenlijst bevat vragen over de (beroeps)activiteiten, inkomenssituatie, verschillende soorten sociale zekerheidsuitkeringen, de gezondheid, de sociale integratie, de genoten opleiding en de nationaliteit/afkomst. De huishoudvragenlijst peilt naar de woonsituatie, kenmerken van de hypothecaire lening(en), de woonuitgaven, de uitgaven voor nutsvoorzieningen, het bezit van niet monetaire items (wagen, GSM etc.), de financiële situatie van het huishouden, familiegerelateerde uitkeringen en aspecten van kinderopvang. De interviewduur voor een huishouden van twee volwassenen en twee kinderen van 16 jaar en ouder bedraagt ongeveer één uur. De interviews vinden bij de respondenten thuis plaats en worden afgenomen m.b.v een draagbare PC, waarop de antwoorden ingetikt worden (CAPI, Computer Assisted Personal Interview) (Lusyne et al, 2005). 2.2

Weging van de data en representativiteit

Weegprocedure Aangezien de respons bij de SILC vrij laag is, is het belangrijk dat de data worden gewogen voor over- en ondervertegenwoordiging van bepaalde kenmerken op huishoudof individueel niveau. Het is immers geweten dat bepaalde bevolkingsgroepen (vb. lagere inkomens, ouderen) minder geneigd zijn aan enquêtes deel te nemen dan andere (Billiet & Waege, 2005). Omdat de weging van de data belangrijke gevolgen heeft voor de verdeling van de huishoudkenmerken, staan we uitgebreid stil bij de aanpak van de weging door de FOD Economie. De wegingsprocedures van de SILC 2004 en 2005 bestaan uit verschillende stappen en worden toegelicht in het ‘qualityreport’ dat aflaadbaar is van de website van de FOD Economie, Algemene Directie Statistiek.2 De weging voor de SILC 2004 bestaat uit drie stappen. In een eerste stap werd er voor elk huishouden uit de gerealiseerde steekproef een initieel gewicht berekend. Dit gebeurt door de inverse te nemen van de selectiekans per stratum: totaal aantal private huishoudens in stratum / aantal geselecteerde private huishoudens in stratum. De strata in de steekproef worden gevormd door de 10 Belgische provincies plus het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. Vervolgens worden deze initiële gewichten gecorrigeerd voor de non-respons. Een aantal huishoudkenmerken zijn immers ook gekend voor de niet-geselecteerde huishoudens. Voor deze kenmerken kan nagegaan worden of ze al dan niet systematisch over - of ondervertegenwoordigd zijn in de groep van niet-geselecteerde huishoudens (de non respons groep). Indien er systematische verschillen bestaan voor bepaalde kenmerken kunnen deze gecorrigeerd worden door de weegfactor. Op deze manier werden de initiële

2 http://www.statbel.fgov.be/silc/ 7

gewichten van de SILC 2004 gecorrigeerd voor de geografische ligging (provincies en Brussels Hoofdstedelijk Gewest) en de verstedelijkingsgraad (stedelijk-gemengdlandelijk). Van de niet-geselecteerde huishoudens is niet gekend of ze huurder of eigenaar zijn, waardoor dit kenmerk in deze stap niet kon worden opgenomen. In een laatste stap werden de non–respons gewichten nog gecorrigeerd met behulp van de kalibratie techniek. Met deze techniek kan non-respons bias worden gecorrigeerd voor meerdere huishoudkenmerken tegelijk door gebruik te maken van externe databronnen/populatiegegevens (in dit geval het Rijksregister) (Vanderhoeft et al, 2000). Voor de SILC 2004 werden m.b.v de ‘g-CALIB-S’ module in SPSS de non-respons gewichten op individueel niveau gecorrigeerd voor geslacht en leeftijd bias en op huishoudniveau voor vertekening naar huishoudgrootte. De auteur geeft aan dat omwille van een gebrek aan recente populatiegegevens niet gewogen werd voor het eigendomsstatuut (huurder/eigenaar). De meest recente populatiedatabron op dit vlak is de Socio-economische Enquête 2001. Bij de weging van de huishoudens in de SILC 2005 werd een onderscheid gemaakt tussen de ‘oude’ huishoudens die reeds in 2004 bevraagd werden en de ‘nieuwe’ huishoudens. Voor de nieuwe huishoudens werd in grote lijnen dezelfde procedure toegepast als voor de SILC 2004. De procedure om de initiële gewichten te berekenen bleef dezelfde. De non-respons correctie gebeurde op basis van verstedelijkingsgraad (stedelijk-gemengd-landelijk) en huishoudgrootte (beperkt tot het onderscheid alleenstaand en niet-alleenstaand). Voor de ‘oude’ huishoudens werd het uiteindelijke gewicht van 2004 in eerste instantie gecorrigeerd voor de verschillen in non-respons naar eigendomsstatuut van deze groep in 2005. Het eigendomsstatuut bleek het enige onderzochte kenmerk waarvoor een significant verschil in uitval bestond. We merken hierbij op dat deze aanpak geen correctie inhoudt voor de populatieverdeling, maar voor de verdeling in de initiële steekproef van 2004. In een volgende stap werd dit gewicht van 2004 ‘gedeeld’ (weight sharing) met de SILC 2005. Indien het huishouden meer of minder leden bevatte in 2005 dan in 2004 werd dit verrekend in de weegfactor. Tot slot werden de bekomen gewichten nog gecorrigeerd naar de verdeling van populatiegegevens (Rijksregister) met de kalibratie procedure. Hier werd er geen onderscheid gemaakt tussen de oude en nieuwe huishoudens. De correctie gebeurde voor de drie Belgische regio’s afzonderlijk. Voor Vlaanderen en Wallonië werd gecorrigeerd voor Rijksregistergegevens over de verdeling naar geslacht, leeftijd, huishoudgrootte en provincie. Voor het Brussels Hoofdstedelijk gewest werd er uiteraard niet gecorrigeerd voor provincie, maar wel voor de drie andere kenmerken. Ook bij de kalibratie voor de SILC 2005 data werd er dus geen rekening gehouden met de verdeling naar eigendomsstatuut. Representativiteit steekproef SILC 2004-2005 Tabel 2.1 toont de verdeling naar huishoudtype voor het Vlaams Gewest, zowel voor populatiegegevens uit 2003 (Rijksregister) als voor de EU SILC 2004 en 2005. We stellen voor beide ongewogen steekproeven vast dat de verdeling naar huishoudtype sterk 8

significant (p<.001) afwijkt van de populatiegegevens. In de SILC 2004 zijn de alleenstaanden sterk ondervertegenwoordigd. Na de weging blijkt dat het aandeel alleenstaanden exact hetzelfde is in de steekproef van 2004 als in de populatie (28,4%). Ook voor 2005 zien we dat de ondervertegenwoordiging van alleenstaanden sterk gecorrigeerd wordt door de weegfactor. Na de weging bedraagt het aandeel alleenstaanden 29,9%, wat echter meer is dan in de populatie. Daarnaast blijkt dat ook de eenoudergezinnen (zonder inwonende ouders of vrienden) in de steekproeven van de SILC 2004 en 2005 sterk ondervertegenwoordigd zijn. De weegfactor corrigeert hier echter niet voor. Het aandeel eenoudergezinnen ligt na de weging zelfs lager, zowel voor de SILC 2004 en 2005. De oorzaak hiervan moeten we zoeken bij de wegingsprocedure. Hierbij werden populatiegegevens over de huishoudgrootte gebruikt en niet betreffende het huishoudtype. Voor de non responsweging van de nieuwe huishoudens bij de SILC 2005 werd wel gecorrigeerd voor het onderscheid ‘alleenstaande/niet-alleenstaande’. De tabel laat verder zien dat koppels zonder kind sterk oververtegenwoordigd zijn en dat koppels met kind(eren) sterk ondervertegenwoordigd zijn in de SILC 2004 als 2005. Voor de koppels zonder kind wordt de oververtegenwoordiging licht gecorrigeerd door de weegfactor, zowel voor 2004 als 2005. Voor de koppels met kind(eren) wordt de bias echter nog vergroot door de weging. We kunnen hieruit besluiten dat de steekproeven van de SILC 2004 en 2005 een sterk significante afwijking kennen wat betreft de verdeling naar huishoudtype en dat de weegfactor de bias enkel bevredigend corrigeert voor het aandeel alleenstaanden. Uit de waarden voor de χ² teststatistiek blijkt dat de weging van de SILC 2004 amper een invloed heeft op de algemene disproportionaliteit inzake huishoudtype (248 versus 250). De weging voor de 2005-data heeft daarentegen een sterker corrigerend effect. Bij de twee wegingsprocedures naar populatiegegevens werd zoals gezegd geen gebruik gemaakt van het type huishouden, maar alleen van de huishoudgrootte. De verantwoordelijke van de SILC-wegingsprocedure argumenteert dat de opname van beide kenmerken bij de kalibratie voor een te grote spreiding (variantie) van de gewichten zou hebben gezorgd. Bovendien zou het niet mogelijk zijn om de variabele ‘huishoudtype’ op een betrouwbare manier af te leiden uit de gegevens van het Rijksregister.

9

Tabel 2.1 Huishoudtype*: vergelijking SILC – populatiegegevens uit Rijksregister (in %), Vlaams Gewest SILC 2004

SILC 2005

Rijksregister gegevens 1/1/2003** Alleenstaande Éénoudergezin (zonder inwonende anderen) Koppel zonder kind (+ eventueel andere inwonende personen) Koppel met kind(eren) (+eventueel andere inwonende personen) Alle andere huishoudtypes Totaal huishoudens

28,4

Ongewogen N=2726 22,5

4,4

3,7

4,2

3,8

28,6

37,5

36,2

37,9

34,6

33,8

29,5

26,7

29,4

26,0

2,1

5,0

5,0

5,9

5,7

100

100 χ²=250; df=5; p< .001

100 χ²=248; df=5; p< .001

100 χ²=354; df=5; p< .001

100 χ²=294; df=5; p<.001

28,4

Ongewogen N=2725 23,6

7,1

Gewogen

Gewogen 29,9

*Enkel private huishoudens. **Bron: Lodewijckx (2004)

Tabel 2.2 toont de vergelijking inzake leeftijdsverdeling in Vlaanderen tussen de populatiegegevens (Rijksregister) en de steekproeven van de SILC 2004 en 2005. De meest recente gegevens over de leeftijdsverdeling die door de FOD Economie worden ter beschikking gesteld dateren van 1 januari 2001. We kunnen er echter vanuit gaan dat de leeftijdsverdeling niet sterk verandert op drie jaar tijd. De FOD Economie hanteert vier leeftijdscategorieën: ‘0-19 jaar’, ‘20-59 jaar’, ‘60-64 jaar’ en ‘65 jaar en ouder’. Voor de SILC worden echter enkel de personen bevraagd wiens leeftijd minimum 15 jaar is. De eerste leeftijdscategorie laten we daarom weg uit de vergelijking. We zien in tabel 2.2 dat de leeftijdsverdelingen in de steekproeven van 2004 en 2005 significant afwijken van de populatie. De leeftijdscategorie ‘20-59 jaar’ is significant oververtegenwoordigd in de SILC, zowel in 2004 als in 2005. Omgekeerd, zijn personen van 65 jaar en ouder ondervertegenwoordigd in beide steekproeven. Wanneer we de weegfactoren toepassen zien we dat de populatiefrequenties beter wordt benaderd en zijn beide steekproeven wat de leeftijd betreft representatief voor de populatie. Zowel voor de SILC 2004 als de SILC 2005 werden Rijksregistergegevens gebruikt (bij de kalibratie) om op individueel niveau te wegen voor de leeftijdsbias. Deze aanpak blijkt geslaagd.

10

Tabel 2.2: Leeftijdsverdeling: vergelijking SILC – populatiegegevens uit Rijksregister (in %), Vlaams Gewest Rijksregister gegevens voor Vlaams Gewest 1/1/2001*

SILC 2004

20-59 jaar

71,2

Ongewogen N=5091 73,9

60-64 jaar

6,9

65 jaar en ouder Totaal (personen van 20 en ouder)

SILC 2005

72,3

Ongewogen N=5173 73,1

6,6

6,4

7,4

6,8

21,9

19,5

21,3

19,5

21,0

100

100

100

100

100

χ²=19,0; df=2; p< .001

χ²=3,56; df=2; p=0,17

χ²=18,1; df=2; p< .001

χ²=2,67; df=2; p=0,27

Gewogen

Gewogen 72,2

*Bron: FOD Economie – Algemene Directie Statistiek (2008)

2.3

Constructie van variabelen

De analyses in deze bijdrage gebeuren op huishoudniveau. De woonuitgaven, het inkomen en de betaalbaarheidsindicatoren worden dus berekend per huishouden. Voor de individuele kenmerken – die initieel niet verwijzen naar het huishouden - wordt de situatie van de referentiepersoon in acht genomen. Zoals vermeld is de referentiepersoon degene die de vragen voor de huishoudvragenlijst heeft beantwoord. De kenmerken van de referentiepersonen die in de analyse aan bod komen zijn de activiteitsstatus, de leeftijd en het opleidingsniveau. De socio-economische en demografische variabelen zijn op dezelfde manier opgesteld als in het rapport ‘Wonen in Vlaanderen’ (Heylen et al, 2007) van het Kenniscentrum voor Duurzaam Woonbeleid, opdat een vergelijking tussen de resultaten van beide surveys mogelijk zou zijn. Besteedbaar inkomen De variabele ‘besteedbaar (huishoud)inkomen’ die bij de analyses wordt aangewend, is grotendeels geconstrueerd door de FOD Economie zelf. Het betreft een nauwkeurige constructie van het inkomen op basis van verscheidene apart bevraagde deelcomponenten, zowel op individueel als op huishoudniveau. Deze aanpak wijkt af van de inkomensbevraging uit de Woonsurvey, waar de respondent zelf naar een schatting werd gevraagd van zijn netto besteedbaar huishoudinkomen. Het ‘besteedbaar inkomen’ uit de SILC is de som van alle netto inkomens van de huishoudleden – bruto inkomens na betaling van belastingen en RSZ bijdragen - en omvat zowel vervangingsinkomens (werkloosheid, pensioen, ziekte/arbeidsongeschiktheid, Leefloon), als aanvullende inkomens (gezinsbijslag, studietoelage) en inkomsten uit verhuur. Om vergelijkbaar te zijn met het inkomensconcept uit het rapport ‘Wonen in Vlaanderen’ (Heylen et al, 2007) en vroegere 11

studies van het Centrum voor Sociaal Beleid (Meulemans et al,1996; Pannecoucke et al, 2001) hebben we de inkomsten uit roerende goederen (dividenden, interesten) niet meegeteld. Onderscheid private/sociale huurder Om een analyse te kunnen maken van de groep private huurders en sociale huurders apart, is het nodig dat men op basis van de enquête de huurders eenduidig kan categoriseren als sociale of private huurder. In de SILC 2004/5 wordt gevraagd aan de huurders of men aan de marktprijs huurt of aan een lagere prijs dan de marktprijs. Aan de huishoudens die lager dan de marktprijs huren, wordt extra informatie gevraagd. De respondent kan kiezen tussen: ‘omdat ik een sociale woning huur’, ‘omdat ik van mijn werkgever een verlaagde huur geniet’ of ‘omdat ik van familie of vrienden een verlaagde huur geniet’. Indien de respondent één van de twee laatstgenoemde redenen aangeeft, wordt het gezin gecategoriseerd als ‘private huurder’. Indien het gezin een sociale woning huurt, is men uiteraard ‘sociale huurder’. Bij de analyse van de Woonsurvey hanteerden we de volgende definitie voor ‘sociale huurder’: ‘een gezin dat een woning huurt bij een sociale huisvestingsmaatschappij, het Vlaamse Woningfonds, een gemeente, OCMW of intercommunale’. Een private huurder is volgens de Woonsurvey een gezin dat huurt bij een private eigenaar of een bedrijf/vennootschap. Woonuitgaven In deze studie komen zowel de bruto als totale woonuitgaven van de huurders en eigenaars met hypotheek aan bod. Voor de huurders komen de bruto woonuitgaven neer op de huurprijs die betaald wordt aan de verhuurder. Voor de eigenaars met hypotheek staat de afbetalingssom (kapitaalaflossing en interest) gelijk met de bruto woonuitgaven. De totale woonuitgaven van eigenaars worden gevormd door de bruto woonuitgaven aan te vullen met het fiscale voordeel van een hypothecaire lening (via de inkomensbelasting), de uitgaven voor nutsvoorzieningen, uitgaven voor gewoon onderhoud en kleine herstellingen, de premie van de woningverzekering en belastingen/heffingen gerelateerd aan de woning (onroerende voorheffing, heffing op afvalwater). De totale woonuitgaven van huurders komen neer op de huurprijs (bruto woonuitgaven) aangevuld met de (eventuele) huurtoelage, uitgaven voor nutsvoorzieningen, uitgaven voor gewoon onderhoud en kleine herstellingen, de premie van de woningverzekering (verzekering van inboedel) en de heffing op afvalwater. Betaalbaarheid van wonen Bij de meting van de ‘betaalbaarheid van wonen’ staat de relatie tussen de woonuitgaven en het besteedbaar huishoudinkomen centraal. In de internationale literatuur zijn er twee benaderingen die naar voor worden geschoven: de woonquote en het resterend inkomen (Whitehead, 1991; Hancock, 1993; Hulchanski, 1995; Stone, 2006). De woonquote of ratiomethode houdt de verhouding in van de woonuitgaven (huur of hypotheek) ten 12

opzichte van het besteedbaar inkomen en is dus het deel van het inkomen dat aan wonen wordt gespendeerd. Het resterend inkomen is daarentegen het deel van huishoudinkomen dat overblijft na betaling van de woonuitgaven. De meting van betaalbaarheid van wonen bestaat idealiter uit twee aspecten: enerzijds de opstelling van de indicator (woonquote of resterend inkomen) en anderzijds de evaluatie van deze indicator in vergelijking met een bepaalde norm. Indien de indicator boven deze norm valt, worden de woonuitgaven als moeilijk of niet betaalbaar beschouwd. Voor de woonquote wordt doorgaans beroep gedaan op een norm van 25 tot 30%, zonder dat deze aanpak theoretisch word onderbouwd (rule of thumb). Daarnaast wordt er ook gebruik gemaakt van de ‘gemiddelde woonquote’ om evoluties in kaart te brengen of groepen met elkaar te vergelijken (Hulchanski, 1995). Bij de analyse van het resterend inkomen kan men gebruik maken van normen die zijn opgesteld met de minimumbudgetmethode (exclusief huisvestingsuitgaven). Bij deze methode wordt voor elke huishoudtype apart per uitgavenkorf (voeding, kleding, gezondheid etc.) een minimumbudget opgesteld dat moet toelaten menswaardig te kunnen participeren in de samenleving. Deze korven worden dan achteraf samengeteld per huishoudtype (Van den Bosch, 1997). Voor Vlaanderen bestaat er echter geen recente studie over minimumbudgetten. We dienen ons dus voorlopig te beperken tot het vergelijken van gemiddelden tussen groepen bij de analyse van het resterend inkomen en kunnen geen uitspraken doen over de omvang van de groep waarvoor wonen niet of moeilijk betaalbaar is. Het resterend inkomen wordt idealiter geanalyseerd voor elk huishoudtype apart. Het is bijvoorbeeld evident dat een doorsnee koppel meer overhoudt na betaling van de woonuitgaven dan een alleenstaande. Om een vergelijking tussen verschillende huishoudtypes mogelijk te maken, dienen we de resterend inkomens dus te corrigeren voor de huishoudsamenstelling. De Decker, Heylen & Pannecoucke (2008) introduceerden hiervoor de methode van het ‘equivalent resterend inkomen’. Bij deze methode worden zowel het besteedbaar huishoudinkomen als de woonuitgaven gecorrigeerd voor de huishoudsamenstelling m.b.v de OESO equivalentieschaal. Bij de analyse van de SILC data maken we zowel gebruik van het ‘resterend inkomen’ als het ‘equivalent resterend inkomen’ als indicator van betaalbaarheid. Voor een nadere toelichting bij de uitwerking van de genoemde betaalbaarheidsindicatoren en hun voor- en nadelen verwijzen we naar De Decker, Heylen & Pannecoucke (2008) en Haffner & Heylen (2008), twee studies van het Steunpunt Ruimte en Wonen die dieper ingaan op de methodologie rond betaalbaarheid van wonen. 2.4

Beperkingen SILC data voor analyse van de woonsituatie

De SILC leent er zich in principe toe om voor Vlaanderen analyses uit te voeren van een aantal aspecten van de woonsituatie: het eigendomsstatuut (huurder/eigenaar), de woonuitgaven, de betaalbaarheid van wonen, bepaalde woningkenmerken en aspecten van de hypothecaire lening. Toch bestaan er op dit vlak enkele knelpunten, waardoor voorzichtigheid is geboden.

13

Representativiteit naar eigendomsstatuut en huishoudtype We weten dat bij de weging van de SILC voor externe data (kalibratie) geen rekening is gehouden met het eigendomsstatuut bij gebrek aan recente populatiedata. De eventuele vertekening op dit vlak is dus niet rechtstreeks gecorrigeerd. Aangezien de verdeling naar huishoudtype aanzienlijk afwijkt van de populatieverdeling in het Vlaams Gewest (ook na weging) is de kans reëel dat er ook voor het eigendomsstatuut een scheeftrekking bestaat in de steekproeven. Het al dan niet eigenaar zijn hangt immers sterk samen met het type huishouden (Heylen et al, 2007). Hierop komen we terug bij de analyse van het eigendomsstatuut. Indicatoren voor betaalbaarheid: probleem van referentieperiode Verder bestaan er knelpunten bij de opstelling van de indicatoren voor betaalbaarheid van wonen: de woonquote en het (equivalent) resterend inkomen. Om de relatie tussen de woonuitgaven en het inkomen te onderzoeken is het belangrijk dat beide begrippen eenzelfde referentieperiode kennen bij de bevraging. Op dit vlak kent de SILC echter een tekortkoming. De mogelijkheden zijn hierbij verschillend voor de huurders en eigenaars met hypotheek. De inkomensgegevens van de SILC hebben betrekking op het vorige kalenderjaar. Er wordt aan werknemers gevraagd hoeveel men ‘normaal’ per maand verdiende tijdens het jaar vóór dat van de bevraging. Aan zelfstandigen wordt gevraagd hoe groot het aandeel in de winst of verlies was tijdens het vorige kalenderjaar. De maandelijkse inkomensgegevens van de SILC 2004 hebben dus een doorsnee maand uit 2003 als referentieperiode; deze van de SILC 2005 hebben een gemiddelde maand uit 2004 als referentieperiode. De huurprijs die de huurder opgeeft bij de SILC (zowel 2004 als 2005) heeft echter betrekking op de maand vóór de maand van de bevraging, wat er dus voor zorgt dat voor huurders de referentieperiode van de woonuitgaven en het inkomen niet dezelfde is. Voor de eigenaars met hypotheek stelt dit probleem zich niet. In de SILC 2004 en 2005 werd de eigenaar gevraagd naar de maandelijkse afbetalingssom in het vorige kalenderjaar (dus het inkomensreferentiejaar). Voor eigenaars is het is dus wel mogelijk om de bruto woonuitgaven te koppelen aan het inkomen. Voor de huurders hebben de woonuitgaven en het inkomen zoals gezegd in beide SILCgolven een verschillende referentieperiode. Wanneer de referentieperioden niet overeenkomen, is het niet mogelijk om op basis van één golf een analyse van de betaalbaarheid van wonen uit te werken, tenzij men een zekere foutenmarge toelaat. Men kan voor de SILC uit jaar t de opgegeven doorsnee maandinkomens voor jaar t-1 als proxy beschouwen voor de doorsnee maandinkomens uit jaar t. Of, men zou de huidige woonuitgaven als proxy kunnen nemen voor de woonuitgaven anno t-1. Voor de gezinnen die een verandering doormaken op vlak van inkomen of woonuitgaven in deze periode houdt deze methode uiteraard een over- of onderschatting in van de werkelijke waarde (van de woonquote of het resterend inkomen). Rudi Van Dam (2003) heeft deze conceptuele problemen reeds onderkend in het kader van het Nationaal Actieplan sociale insluiting (NAPincl). Op basis van de gegevens van de ECHP – de voorganger van de 14

SILC met hetzelfde methodologische probleem – concludeert hij dat de berekening van de woonquote op basis van één golf – zoals hierboven uiteengezet – tot een sterke overschatting leidt voor het laagste inkomensdeciel. Ook in onze studie zullen we de ‘proxy methode’ niet gebruiken, omdat deze geen garantie biedt op accurate resultaten voor elke inkomensgroep. Omwille van deze methodologische problematiek is er bovendien op EU-niveau nog geen indicator voorgesteld om de betaalbaarheid van wonen te monitoren in het kader van de open methode van coördinatie op vlak van sociale insluiting (NAPincl). Een alternatief voor bovenvermelde methode is het aanwenden van twee SILC-golven bij de betaalbaarheidsanalyse voor één jaar. Aangezien de SILC (voor een groot deel) een panelbevraging is, kan men informatie uit golf t koppelen aan gegevens uit golf t+1. Zo kunnen we de woonuitgaven uit de SILC 2004 koppelen aan de inkomens uit de SILC 2005 (met 2004 als referentieperiode) voor de huishoudens die tweemaal zijn bevraagd. Een nadeel van deze aanpak is dat de steekproefomvang kleiner wordt. Één vierde van de steekproef van 2004 is immers niet meer opnieuw bevraagd in 2005. Daarnaast is er ook nog een deel van de steekproef dat wel opnieuw gecontacteerd is, maar niet meer kon deelnemen of niet meer wenste mee te werken. Deze uitval bedroeg nog eens 25,4%. Verder is het - door een oververtegenwoordiging in de uitval van bepaalde groepen mogelijk dat de groep die in 2005 opnieuw is bevraagd, niet representatief is voor de steekproef van 2004. Bij de SILC blijkt dit het geval voor de steekproef van het Vlaams Gewest. Voor de cruciale variabele ‘besteedbaar inkomen’ blijkt er een aanzienlijk verschil te bestaan tussen de hele groep die in 2004 bevraagd is en de groep die twee keer bevraagd is (2004 én 2005). Het gemiddelde besteedbaar inkomen van de huurders bedraagt 1794 euro in de SILC 2004 en 1963 euro in de SILC 2005 voor de huurders die tweemaal zijn bevraagd. Dit verschil van 169 euro kan niet verklaard worden door een toename van de koopkracht, maar is te wijten aan een vertekening in de steekproef. De huurders met lagere inkomens zijn dus oververtegenwoordigd in de uitval; de hogere inkomens ondervertegenwoordigd. Deze vaststellingen doen ons besluiten dat de koppeling van de twee SILC-golven voor de analyse van de betaalbaarheid voor huurders geen optie is. Tabel 2.3: Gemiddeld huishoudinkomen, huurders, gewogen resultaten, Vlaams Gewest, 2004/5 Huurders SILC 2005 SILC 2004 tweede maal bevraagd Gemiddeld besteedbaar 1794 1963 inkomen N ongewogen 731 376 Bron: SILC 2004/2005

Door de genoemde methodologische problemen is een analyse van betaalbaarheid voor huurders a.d.h.v een koppeling tussen de woonuitgaven en het inkomen niet wenselijk. Het is immers niet mogelijk om betrouwbare cijfers op te stellen voor de woonquote en het resterend inkomen. Dit betekent geenszins dat de SILC geen informatie over de betaalbaarheid in de huursector bevat. Zo is er in de SILC 2004/5 een vraag opgenomen die peilt naar de subjectieve ervaring van betaalbaarheid. Er wordt aan de referentiepersonen gevraagd in welke mate de totale woonuitgaven een ‘last’ vormen (een 15

zware last/min of meer een last/geen probleem). Daarnaast wordt ook gevraagd of het gedurende de laatste 12 maanden voorgekomen is dat het huishouden de huishuur, de hypotheek of de rekeningen van elektriciteit, water en/of gas niet tijdig heeft kunnen betalen. De totale woonuitgaven: probleem van referentieperiode Ook voor de berekening van de totale woonuitgaven van eigenaars met hypotheek stelt zich het probleem van de verschillende referentieperiodes. De referentieperiode van de afbetalingssom is immers het kalenderjaar vóór het enquêtejaar, terwijl de uitgaven voor nutsvoorzieningen, voor de woningverzekering en de onroerende voorheffing worden gevraagd voor een doorsnee maand in het enquêtejaar. We kunnen er echter van uitgaan dat – in tegenstelling tot bij de inkomenssituatie – het niveau van uitgaven voor nutsvoorzieningen, woningverzekering en belastingen vrij constant blijft en geen grote schommelingen vertoont van het éne jaar tot het andere. We hebben deze mismatch van referentieperiodes bijgevolg toegelaten en zijn er van uitgegaan dat de uitgaven voor nutsvoorzieningen etc. in jaar t -1 dezelfde zijn als in jaar t. Vanaf de SILC 2006 zal dit probleem echter van de baan zijn. Er zal dan zowel gevraagd worden naar de hoogte van de afbetalingssom in het jaar vóór het enquêtejaar als in het enquêtejaar zelf. Wat de huurders betreft, bestaat er geen verschil inzake referentieperiode tussen de woonuitgaven (huur) en de uitgaven voor nutsvoorzieningen en verzekering. Allen hebben betrekking op (een maand in) het enquêtejaar. 2.5

Statistische verwerking

Één van de doelstellingen van deze onderzoekspaper is om verschillende groepen op de woningmarkt met elkaar te vergelijken op vlak van hun woonsituatie. Om de aangetroffen verschillen inzake gemiddelden of percentages tussen bepaalde groepen in de steekproef te kunnen generaliseren naar de populatie, dienen we beroep te doen op bepaalde teststatistieken. Sommige verschillen tussen groepen uit de steekproef kunnen immers louter aan het toeval te wijten zijn. De waarde van de teststatistiek geeft aan in welke mate het aangetroffen verschil voor een bepaalde variabele afwijkt van de situatie die men zou verwachten als er geen verschil bestaat tussen de betreffende groepen in de populatie (de nulhypothese). Door vervolgens de waarde voor de teststatistiek te vergelijken met een gekende verdelingsfunctie (uitgaande van de nulhypothese) kan men inschatten hoe groot de kans is om het aangetroffen verschil in de steekproef te bekomen, gegeven de nulhypothese. Indien deze kans kleiner is dan 5% dan gaan we ervan uit dat het verschil zich niet alleen in de steekproef manifesteert, maar ook in de populatie. Het verschil is dan m.a.w significant met een betrouwbaarheid van 95% (Maes et al, 2000).

16

De keuze van de teststatistiek is afhankelijk van het meetniveau3 van de variabelen. In deze studie doen we beroep op de T-test voor het verschil van gemiddelden, de Wilcoxon test, de Kruskal-Wallis test en de Pearson χ²- test. Voor een bivariate analyse met twee nominale variabelen wordt doorgaans een kruistabel opgesteld, vergezeld van een Pearson χ²- testresultaat (of kortweg χ²- test). De waarde van de teststatistiek χ² is een maat voor het verschil tussen de geobserveerde celfrequenties (van een kruistabel) en de frequenties die we verwachten onder de nulhypothese van onafhankelijkheid. Hoe groter dit verschil, hoe groter de χ², hoe kleiner de kans (p-waarde) dat de geobserveerde verschillen aan het toeval te wijten zijn. De T-test voor gemiddelden wordt gebruikt om gemiddelden van twee groepen met elkaar te vergelijken wanneer de afhankelijke variabele een interval- of rationiveau kent. De nulhypothese bij de T-test stelt dat de twee groepsgemiddelden aan elkaar gelijk zijn. Als de gevonden p-waarde kleiner is dan 0,05 besluiten we dat de gemiddelden significant van elkaar verschillen. Wanneer we de samenhang tussen twee groepen (vb. huurder-eigenaar) en één ordinale variabele (vb. frequentie van problemen) onderzoeken, wordt de ‘Wilcoxon rank sum’ test4 gebruikt. Bij deze test krijgt elke observatie een rang toegewezen, naargelang de score op de ordinale variabele. De som van deze rangen voor één van de twee groepen wordt dan vergeleken met de verdeling van deze som onder de nulhypothese (die stelt dat de som voor de twee categorieën gelijk is in de populatie). Indien er meerdere groepen worden vergeleken voor de score op een ordinale variabele, wordt de Kruskal-Wallis test gehanteerd. Deze test is een veralgemening van de Wilcoxon test, waarbij de gemiddelden van de rangen met elkaar worden vergeleken. Indien deze significant van elkaar verschillen, wordt de nulhypothese verworpen (Agresti & Finlay, 1986; De Heus, 2006).

3

4

Naar meetniveau bestaan er vier soorten variabelen. Nominale variabelen bestaan uit categorieën waarop geen bewerking mogelijk is (vb. type huurder, ja/nee). Bij ordinale variabelen wordt een rangorde toegekend (vb. goed-middelmatig-slecht). Het is zinvol om hierbij uitspraken te doen over de relatie tussen de verschillende waarden, maar rekenkundige bewerkingen blijven onmogelijk. Intervalvariabelen beschikken niet alleen over een rangorde maar ook de afstand tussen de waarden heeft betekenis. vb. temperatuur. Ratiovariabelen tenslotte hebben niet alleen de kenmerken van intervalvariabelen maar tevens ook een betekenisvol nulpunt. Voor de statistische verwerking is het onderscheid tussen interval- en ratiovariabelen evenwel niet relevant. De ‘Wilxocon rank sum test’ wordt ook wel de Mann-Whitney test genoemd. Deze auteurs ontwierpen een gelijkaardige test in een artikel dat rond dezelfde periode (1947) werd gepubliceerd. 17

3.

Resultaten

In wat volgt komt de analyse van de woonsituatie in Vlaanderen aan bod op basis van de SILC 2004 en 2005, waarbij de nadruk wordt gelegd op de vergelijking met Wallonië en Brussel. Meer diepgaande analyses worden alleen voor Vlaanderen uitgevoerd. Het betreft hier in eerste instantie de vergelijking van woonindicatoren naar eigendomsstatuut en type huurder. Voor enkele indicatoren wordt de analyse uitgebreid met een opdeling naar bepaalde socio-economische en demografische huishoudkenmerken. Indien er zowel voor 2004 als 2005 gegevens worden gepresenteerd, beperken we ons tot de bespreking van de resultaten voor 2005. Deze bevindingen zijn immers de meest recente en laten een vergelijking toe met de cijfers afkomstig van de Woonsurvey 2005. Zoals vermeld is één van de bedoelingen van deze studie na te gaan in welke mate de SILC en de Woonsurvey 2005 gelijklopende resultaten voor de voornaamste woonindicatoren voortbrengen.

3.1

Eigendomsstatuut

3.1.1

Eigendomsstatuut naar gewest

Tabel 3.1 toont ons de verdeling van het eigendomsstatuut in België, opgedeeld naar gewest, voor gegevens van de SILC 2004 en 2005. Kijken we naar de gewogen resultaten, dan stellen we vast dat twee derde van de Belgische huishoudens hun woning bezit, dat 31 à 32% zijn woning huurt, en dat de sociale huisvesting niet meer bedraagt dan 7% van de woningmarkt. We zien dat het aandeel eigenaars het grootste is in Vlaanderen, ongeveer twee derde bedraagt voor het Waalse Gewest en rond 40% schommelt in Brussel. De gewogen gegevens vertonen geen grote verschuivingen tussen 2004 en 2005. Opmerkelijk is dat de SILC aangeeft dat minder dan 72% van de Vlaamse huishoudens eigenaar is. De Woonsurvey gaf daarentegen aan dat 74,4% van de Vlaamse huishoudens in 2005 eigenaar is. Ook wanneer we deze resultaten bekijken binnen betrouwbaarheidsintervallen van 95%, blijkt dat er een verschil bestaat tussen de Woonsurvey en de gewogen SILC 2005. Voor de SILC 2005 (steekproef van 2725 huishoudens voor Vlaanderen) kunnen we met 95% zekerheid stellen dat het aandeel eigenaars in Vlaanderen tussen 69,6% en 73,0% ligt. Op basis van de Woonsurvey ligt het aandeel eigenaars met een betrouwbaarheid van 95% tussen 73,2% en 75,6%. Kijken we naar de ongewogen SILC 2005, dan zien we daarentegen dat het aandeel eigenaars exact hetzelfde is als voor de Woonsurvey (74,4%). Deze resultaten kennen hun spiegelbeeld bij het aandeel huurders in Vlaanderen. Dit aandeel ligt voor de gewogen SILC 2005 hoger dan voor de Woonsurvey (27,3% versus 24,1%). Hier situeert het verschil zich bij de private huursector. Wederom blijkt er voor de ongewogen SILC 2005 geen verschil te bestaan. Bovenvermelde bevindingen doen vragen rijzen. Is het mogelijk dat de Woonsurvey 2005 een overschatting inhoudt van het aandeel eigenaars in Vlaanderen? Of bestaat er een vertekening bij de gewogen SILC steekproef? Hoger hebben we reeds vermeld dat de weegfactor van de SILC geen rekening houdt met de populatieverdeling naar eigendomsstatuut (wegens geen recente data hieromtrent). De FOD Economie geeft aan 18

dat een kleine vertekening inzake eigendomsstatuut in de steekproef ‘waarschijnlijk’ is. We hebben ook vastgesteld dat de verdeling naar huishoudtype in de SILC significant afwijkt van de populatieverdeling, zowel voor 2004 en 2005. Van de Woonsurvey 2005 weten we dat de respons veel hoger ligt dan voor de SILC 2004 (67% versus 50%) en dat de steekproef gewogen is naar arrondissement en woningtype met een poststratificatie. Zonder deze weging bedraagt het aandeel eigenaars volgens de Woonsurvey 75,8%. Om te achterhalen welke survey het dichtst de werkelijke waarde voor het aandeel eigenaars benadert, dienen we idealiter te vergelijken met populatiegegevens. De meest recente populatiegegevens inzake eigendomsstatuut dateren echter van de Socioeconomische Enquête 2001. Toen bedroeg het aandeel eigenaars 72,6% in het Vlaams Gewest, 68,1% in het Waalse Gewest en 41,3% in het Brussels Hoofdstedelijk gewest (FOD Economie, 2008). Voor de drie regio’s liggen deze percentages hoger dan voor de gewogen SILC 2004 en 2005. Gegeven het feit dat de respons voor de Woonsurvey 27 procentpunt hoger ligt (en de kans op systematische vertekening dus kleiner is) dan voor de SILC, de Woonsurvey een bijna dubbel zo grote steekproef kent voor Vlaanderen (5216 versus 2752 en 2725) en de weegfactor van de SILC niet corrigeert voor de verdeling naar eigendomsstatuut en huishoudtype durven we stellen dat de Woonsurvey een nauwkeuriger resultaat voortbrengt dan de SILC. De 74,4% eigenaars volgens de Woonsurvey benadert volgens ons sterker de werkelijke waarde dan de 71,5% en 71,3% van de gewogen SILC 2004 en 2005. Hoe dienen we dan in de toekomst om te springen met de SILC-data voor de berekening van het aandeel eigenaars in Vlaanderen? Het zou zeker interessant zijn om in de toekomst bij de weging van de SILC-data rekening te houden met de populatieverdeling naar huishoudtype en niet louter met de verdeling naar huishoudgrootte. Het valt echter te betwijfelen of een aanpassing van de weegfactor naar huishoudtype de scheeftrekking inzake eigendomsstatuut helemaal wegwerkt. Met de data en weegfactoren die momenteel voorhanden zijn, lijkt de SILC ons alleszins geen geschikt instrument om de evolutie van het aandeel eigenaars in Vlaanderen op te volgen.

19

Tabel 3.1: Eigendomsstatuut naar gewest, gewogen en ongewogen resultaten, België, 2004/2005 België Vlaams Gewest Waalse Gewest Brussels Hoofdstedelijk Gewogen Gewest resultaten 2004 2005 2004 2005 2004 2005 2004 2005 Eigenaar 71,5 71,3 66,6 67,4 40,0 39,4 66,4 66,5 Huurder 27,4 27,3 30,9 29,8 56,8 57,4 31,8 31,4 Private huurder 21,3 22,3 50,1 24,8 Sociale huurder 6,0 7,5 7,3 6,6 Woning gratis ter 1,2 1,4 2,4 2,8 3,2 3,2 3,2 2,1 beschikking 100 100 100 100 100 100 100 100 Ongewogen resultaten Eigenaar 72,3 74,4 67,0 71,1 40,8 42,9 66,4 69,2 Huurder 26,6 24,4 30,6 26,4 56,0 54,1 31,8 28,9 Private huurder 18,7 19,7 47,1 26,6 22,7 Sociale huurder 5,8 6,7 7,0 5,2 6,2 Woning gratis ter 1,2 1,2 2,5 2,5 3,2 3,0 1,8 1,9 beschikking 100 100 100 100 100 100 100 100 N ongewogen 2752 2725 1791 1736 727 671 5270 5132 Bron: SILC 2004-2005

3.1.2

Eigendomsstatuut: socio-economisch en demografisch profiel

Tabel 3.2 toont ons de socio-economische en demografische samenstelling van de verschillende woningmarktsectoren in Vlaanderen anno 2005. De cijfers laten zien dat er op dit vlak grote verschillen bestaan tussen de eigendomssector en de huursector. Ook blijkt het profiel van de private en de sociale huurmarkt zeer uiteenlopend. Hoewel er soms aanzienlijke verschillen bestaan tussen de cijfers van de Woonsurvey en de SILC bevestigt de SILC volledig de uit de Woonsurvey (en vroegere CSB-surveys) gekende verschillen tussen eigenaars en huurders in Vlaanderen (Heylen et al, 2007; Pannecoucke et al, 2001). We stellen vast dat de eigenaars oververtegenwoordigd zijn in de hogere inkomensquintielen, terwijl de huurders sterk oververtegenwoordigd zijn in de lagere quintielen. Dit geldt in de eerste plaats voor de sociale huursector. Ongeveer 43% van de sociale huurders behoort tot de 20% laagste inkomens uit de populatie; slechts 3% behoort tot de hoogste 20%. Op basis van de Woonsurvey bedroegen deze percentages respectievelijk 50% en 1,3%. Het aandeel huishoudens met een werkloos gezinshoofd ligt duidelijk hoger in de sociale huursector dan in de andere sectoren. Anno 2005 is ongeveer 23% van de referentiepersonen in de sociale huisvesting werkloos op basis van de SILC; volgens de Woonsurvey is dit 15%. Complementair met deze vaststelling ligt het aandeel tewerkgestelde referentiepersonen aanzienlijk hoger in de eigendomssector en de private huursector. Het aandeel (brug) gepensioneerden ligt het hoogst in de sociale huursector (35%) en het laagst in de private huursector (19%). 20

De referentiepersonen in de private huursector blijken over het algemeen jonger dan in de eigendomssector en de sociale huisvesting. Opmerkelijk is dat drie op tien sociale huurders ouder is 64 jaar, tegenover slechts 18% van de private huurders. Deze oververtegenwoordiging van ouderen in de sociale huisvesting bleek ook uit de Woonsurvey (36% ouder dan 64 jaar). Het aandeel alleenstaanden ligt meer dan dubbel zo hoog voor de huurders dan voor de eigenaars. Het aandeel eenoudergezinnen is zelfs bijna drie keer zo hoog op de huurmarkt. Logischerwijze komen er dan relatief meer koppels (met of zonder kind) voor in de eigendomssector. In vergelijking met de Woonsurvey ligt het aandeel eenoudergezinnen in Vlaanderen heel wat lager (3,8% versus 7,2%). Voor nadere uitleg hierbij verwijzen we naar het methodologische hoofdstuk. Een andere opvallende vaststelling is dat er een grote kloof gaapt tussen het doorsnee opleidingsniveau van sociale huurders en eigenaar/private huurders. Maar liefst 44% van de referentiepersonen in de sociale huursector heeft ten hoogste een diploma van lager onderwijs. Voor de eigenaars en private huurders bedraagt dit aandeel resp. niet meer dan 16% en 18%. Slechts één op tien referentiepersonen in de sociale huursector heeft hoger onderwijs genoten, tegenover één derde van zowel eigenaars als private huurders. Dit gemiddeld lage opleidingsniveau voor sociale huurders hangt deels samen met het hoge aandeel ouderen (die gemiddeld lager zijn opgeleid dan jongeren). Tot slot valt op dat het aandeel tweeverdieners in de sociale huisvesting heel beperkt is (8,8%),in vergelijking met de private huursector (20%) en de eigendomssector (36%). In bijna zeven op tien huishoudens binnen de sociale huursector is er niemand aan het werk. Dit aandeel ligt bijna dubbel zo hoog als in de andere twee sectoren.

21

Tabel 3.2: Socio-economisch en demografisch profiel van de woningmarktsectoren, Vlaams Gewest, 2005 Eigenaar Huurder Totaal (incl. gratis Private Sociale Totaal bewoners) huurder huurder huurder Equivalente inkomensquintielen *** 1ste 16,6 23,5 43,5 27,9 20 2 19,9 18,9 25,6 20,4 20 3 19,1 23,2 20,2 22,6 20 4 21,6 18,9 7,9 16,5 20 5de 22,9 15,5 2,8 12,7 20 100 100 100 100 100 Activiteitsstatus referentiepersoon *** Tewerkgesteld 54,5 59,8 25,1 52,1 53,6 Werkloos 7,4 8,2 22,5 11,3 8,4 (Brug) pensioen 30,4 18,8 35,4 22,5 28,5 Andere 7,7 13,2 17,0 14,0 9,5 100 100 100 100 100 Leeftijd referentiepersoon *** 18-34 13,9 34,5 13,2 29,8 18,2 35-44 21,1 20,8 17,0 19,9 20,8 45-64 38,5 27,2 39,6 29,9 35,9 65 en ouder 26,5 17,6 30,2 20,3 25,1 100 100 100 100 100 Huishoudtype *** Alleenstaand 22,4 48,6 47,3 48,3 29,9 Eenoudergezin 2,5 6,9 8,6 7,3 3,8 Koppel met 39,5 23,9 17,6 22,5 34,6 kind(eren) Koppel zonder 30,3 15,6 14,5 15,4 26,0 kind Overige 5,4 5,0 11,9 6,5 5,7 100 100 100 100 100 Opleidingsniveau referentiepersoon *** Lager onderwijs 15,9 17,7 43,9 23,1 18,0 Lager middelbaar 16,0 12,8 23,1 14,9 15,7 Hoger middelbaar 34,9 35,7 22,8 33,0 34,4 Hoger onderwijs 33,1 33,9 10,2 29,0 31,9 100 100 100 100 100 Aantal tewerkgestelden in het huishouden*** 0 36,4 35,8 67,7 42,8 38,4 1 27,5 44,2 23,5 39,7 30,8 2 (of meer) 36,1 20,0 8,8 17,5 30,8 100 100 100 100 100 N ongewogen 2026 509 157 666 2725 Bron: SILC 2005: χ² test: *** p<0,01, **p<0,05, *p<0,1

22

3.1.3

Eigenaars: kenmerken van de lening voor hypotheek/verbouwingswerken

Tabel 3.3 laat per gewest zien hoeveel leningen de huishoudens hebben lopen voor de verwerving van hun woning en de eventueel verbouwingswerken. Er blijken geen significante verschillen te bestaan tussen de gewesten. Voor de drie gewesten blijkt dat de overgrote meerderheid – variërend van 85,2% tot 88,4% - één lening heeft lopen. Het aandeel dat twee leningen heeft aangegaan varieert tussen 11% en 13%. Slechts een zeer kleine minderheid heeft drie of meer leningen lopen. Tabel 3.3: Aantal leningen voor hypotheek en/of verbouwing van de woning, voor huishoudens met minstens één lopende lening, naar gewest, België, 2005 Vlaams Waalse Gewest Brussels België Gewest (2) Hoofdstedelijk (1) gewest (3) Aantal leningen 1 2 3 4 5 N ongewogen

88,4 10,9 0,7 0 0 100 931

86,5 12,3 1,1 0 0,1 100 583

85,2 12,8 1,5 0,5 0 100 150

87,5 11,5 0,9 0,1 0,1 100 1664

Kruskal Wallis test: χ²=2,4; df=2; p=0,3 Bron: SILC 2005

Ongeveer de helft van de lopende (eerste) leningen in België kent een looptijd van 20 jaar, zo leert tabel 3.4. Dit percentage ligt iets hoger in Vlaanderen dan in Wallonië en Brussel. Ondanks de groeiende populariteit van leningen over 25 jaar en langer (De Decker, 2007) blijft hun aandeel binnen de lopende leningen vrij beperkt, zowel in Vlaanderen als de andere gewesten. Verder valt op dat de huishoudens over het algemeen kiezen voor een ‘rond’ getal. Looptijden van 15, 20, 25 of 30 jaar komen het vaakst voor.

23

Tabel 3.4: Totale looptijd lening*, voor huishoudens met lopende lening voor hypotheek en/of verbouwing van de woning, naar gewest, België, 2005 Vlaams Waalse Gewest Brussels België Gewest (2) Hoofdstedelijk (1) gewest (3) Looptijd in jaren 2-14 15 16-19 20 21-24 25 26-29 30 Meer dan 30 Gemiddelde Mediaan N ongewogen

7,3 18,1 3,6 54,1 0,3 10,6 0,7 4 1,4 100 19 jaar, zes maanden 3 20 908

10,8 19,9 3,3 46,9 1,7 12,8 0,8 3,2 0,7 100 19 jaar 20 574

13,7 25,6 2,1 46,4 1,.3 8,1 1,6 0,5 0,7 100 18 jaar, één maand 1 20 147

9,0 19,3 3,3 51,0 0,9 11,2 0,8 3,5 1,1 100 19,2 20 1629

*eerste lening Bron: SILC 2005

De mediaan interestvoet (op het moment van de bevraging) voor de Belgische eigenaars met lopende hypotheek bedraagt 5%, terwijl ongeveer één op vier een interestvoet heeft van meer dan 6% (tabel 3.5). Ook voor het Vlaams en het Brussels Hoofdstedelijk Gewest apart bedraagt de mediaan 5%. De gemiddelde interestvoet ligt wel significant hoger in het Waalse Gewest dan in het Vlaams Gewest (5,4% versus 5,1%). Tabel 3.5: Huidige interestvoet van lening* voor hypotheek en/of verbouwing van de woning, voor huishoudens met lopende lening, naar gewest, België, 2005 Vlaams Waalse Gewest Brussels België Gewest (2) Hoofdstedelijk (1) gewest (3) Interestvoet 0-3 3,01-4 4,01-5 5,01-6 >6 Gemiddelde Mediaan N ongewogen *eerste lening Bron: SILC 2005

24

8,9 19,7 26,6 21,4 23,3 100 5,1 2 5 811

5,4 16,5 26,3 26,1 25,7 100 5,4 1 5,2 521

13,0 17,8 23,6 16,3 29,3 100 5,4 5 136

8,0 18,5 26,3 22,7 24,6 100 5,3 5 1468

3.1.4

Huurders: huurtoelage

Tabel 3.6 toont ons dat in 2005 2% van de huurders in het Vlaams Gewest een huurtoelage hebben ontvangen, tegenover 1,7% in het Waalse en 1,5% in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. Op basis van de Woonsurvey bleek dat 2,1% van de huurders van een huurtoelage genoot in 2005, met een gemiddeld bedrag van 121 euro. Het aantal observaties in de SILC 2005 ligt te laag om de gemiddelde toelage te berekenen (zie tabel). Tabel 3.6: Huurtoelage ontvangen voor huisvesting in 2004, huurders naar gewest, België Vlaams Waalse Gewest Brussels België Gewest (2) Hoofdstedelijk (1) gewest (3) Huurtoelage ontvangen in 2004 2,0 Ja n=12 Nee 98,0

1,7 n=7 98,3

1,5 n=5 98,5

1,8 n=24 98,2

N ongewogen

458

363

1487

666

Bron: SILC 2005

3.2

Kenmerken van de woning en de woonomgeving

3.2.1

Algemene kenmerken

De SILC bevestigt dat het dominante woningtype in België de eengezinswoning is (74%). Slechts één op vier Belgische huishoudens woont in een meergezinswoning (appartement/studio). De verschillen tussen de gewesten blijken op dit vlak zeer groot (tabel 3.7). In Vlaanderen bedraagt anno 2005 het aandeel eengezinswoningen 79%, in Wallonië 83% en in Brussel 22%. Volgens de Woonsurvey 2005 ligt het aandeel eengezinswoningen in Vlaanderen op 79,8% (Heylen et, 2007). Verder zien we dat woningen in het Vlaams en het Waalse Gewest over het algemeen meer kamers tellen dan woningen in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. In 2005 telt ongeveer één vierde van de woningen in Brussel één of twee kamers; voor Vlaanderen en Wallonië is dit respectievelijk slechts 5% en 4%. Het lagere aantal kamers in Brussel is uiteraard gerelateerd aan het hogere aandeel appartementen en studio’s.

25

Tabel 3.7: Type woning en aantal kamers*, naar gewest, België, 2004/2005 Vlaams Waalse Brussels Gewest Gewest Hoofdstedelijk gewest

België

2004

2005

2004

2005

2004

2005

2004

2005

79,0 21,0

79,2 20,8

83,1 16,9

83,2 16,8

24,9 75,1

21,7 78,3

74,4 25,6

74,2 25,8

5,1 13,0 24,2 23,9 33,8 100

4,9 11,6 20,6 25,6 37,3 100

5,8 8,6 19,2 23,6 42,8 100

3,6 8,1 16,5 20,8 51,0 100

23,7 24,7 20,3 11,3 20,0 100

23,9 23,4 23,2 12,3 17,2 100

7,4 12,9 22,1 22,4 35,2 100

6,6 11,8 19,6 22,5 39,5 100

2750

2726

1791

1736

726

671

5267

5133

a,b

Type woning Eengezinswoning Meergezinswoning Aantal kamers c,d 1-2 3 4 5 6 of meer N ongewogen

χ² test a: p<0,01 voor 2004, b: p<0,01 voor 2005 Kruskal-Wallis test: c: p<0,01 voor 2004, d: p<0,01 voor 2005 *Aparte keukens, badkamers, toiletten, gangen en hallen tellen niet mee als kamer. Bedrijfsruimten tellen mee als ze ook privé gebruikt worden, anders niet. Bron: SILC 2004/2005

Onderstaande tabel toont dat anno 2005 volgens de SILC 92% van de eigenaars in Vlaanderen een eengezinswoning betrekt, tegenover 46% van de huurders. Volgens de Woonsurvey 2005 bedragen deze aandelen resp. 92% en 45%. Huurwoningen in Vlaanderen blijken – niet onlogisch – over het algemeen significant minder kamers te tellen dan de woningen van eigenaars. Slechts 16% van de huurders heeft een woning met 6 of meer kamers tegenover 46% van de eigenaars.

26

Tabel 3.8: Type woning en aantal kamers, naar eigendomsstatuut, Vlaams Gewest, 2004/2005 Eigenaars Huurders Totaal (incl. gratis bewoners) 2004

2005

2004

2005

2004

2005

91,9 8,1

91,7 8,3

44,2 55,8

46,0 54,0

79,0 21,0

79,2 20,8

1,3 8,5 22,8 26,6 40,9

1,3 7,0 18,0 28,1 45,6

14,6 25,4 28,1 16,9 15,0

13,7 23,6 27,2 19,3 16,3

5,1 13,0 24,2 23,9 33,8

4,9 11,6 20,6 25,6 37,3

1987

2026

731

666

2750

2726

a,b

Type woning Eengezinswoning Meergezinswoning Aantal kamers c,d 1-2 3 4 5 6 of meer N ongewogen

χ² test a: p<0,01 voor 2004, b: p<0,01 voor 2005 Kruskal-Wallis test: c: p<0,01 voor 2004, d: p<0,01 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

Vergelijken we de private met de sociale huursector in Vlaanderen in de periode 2004/5, dan stellen we vast dat er volgens de SILC geen significant verschil bestaat inzake woningtype en aantal slaapkamers (tabel 3.9). Op basis van de Woonsurvey 2005 ligt het aandeel meergezinswoningen op de private huurmarkt echter significant hoger dan in de sociale huisvesting (58% versus 46%). Volgens de SILC bedraagt het aandeel meergezinswoningen in de private en sociale huursector respectievelijk 56% en 49%. Dit verschil blijkt niet significant. We merken hierbij op dat de steekproef van sociale huurders vrij klein is voor de SILC (n=157 in 2005), waardoor statistisch significante verschillen minder snel worden aangetoond.

27

Tabel 3.9: Type woning en aantal kamers, huurders naar type, Vlaams Gewest, 2004/2005 Sociale huurders Huurders Private huurders

Type woning Eengezinswoning Meergezinswoning Aantal kamers 1-2 3 4 5 6 of meer N ongewogen

2004

2005

2004

2005

2004

2005

43,5 56,6

44,4 55,6

47,1 52,9

51,4 48,6

44,2 55,8

46,0 54,0

14,9 26,5 27,3 16,7 14,6

14,0 23,6 28,2 17,8 16,3

13,7 21,4 30,9 17,6 16,4

12,4 23,5 23,5 24,5 16,1

14,6 25,4 28,1 16,9 15,0

13,7 23,6 27,2 19,3 16,3

571

509

160

157

731

666

χ² test a: p<0,01 voor 2004, b: p<0,01 voor 2005 Wilcoxon test: c: p<0,01 voor 2004, d: p<0,01 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

3.2.2

Kwaliteits- en comfortaspecten van woning en kwaliteit van woonomgeving

In tabel 3.10 zien we dat er significante verschillen bestaan tussen de gewesten wat betreft de aanwezigheid van sanitaire basisvoorzieningen en centrale verwarming. Het aandeel woningen met bad/douche of toilet met waterspoeling ligt een paar procentpunt lager in Brussel dan in Vlaanderen en Wallonië. Verder ligt het aandeel woningen met centrale verwarming opvallend laag in het Waalse Gewest (76% in 2005) in vergelijking met de andere gewesten. Zoals voorgesteld door Winters et al (2007) hebben we op basis van de SILC data een nieuwe comfortindicator opgesteld: het percentage huishoudens dat beschikt over een bad/douche, centrale verwarming en warm stromend water. In Vlaanderen (82%) ligt dit aandeel anno 2005 een aantal procentpunten hoger dan in Wallonië (75%), wat voornamelijk verklaard wordt door het lage aandeel woningen met centrale verwarming in Wallonië. In Brussel bedraagt het aandeel woningen dat aan dit basiscomfort voldoet 81%. Twee problemen met de woning komen aan bod in de SILC. Wat betreft de aanwezigheid van een ‘lekkend dak, vochtige muur of vloer, vochtig raamwerk’ stellen we vast dat het Vlaams Gewest veel beter scoort dan het Waals en het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. Ook wat betreft de lichtinval in de woning scoort het Vlaams Gewest beter. In 2005 meent 7,7% van de Vlaamse referentiepersonen dat zijn woning ‘te donker’ is, tegenover 14,2% van de Waalse en 11,6% van de Brusselse referentiepersonen. Wat de frequentie van buurtproblemen betreft, blijkt de situatie in Vlaanderen gunstiger dan in de andere gewesten. Het Brussels Hoofdstedelijk Gewest scoort op dit vlak het slechtst. In Brussel heeft op één op drie huishoudens last van de buren of van de straat, tegenover 19% van de Vlaamse en 26% van de Waalse huishoudens. Ook geeft één op 28

de drie Brussels referentiepersonen anno 2005 aan dat de buurt vervuild is of dat men hinder ondervindt van verkeer of industrie. In Vlaanderen en Wallonië bedraagt dit aandeel resp. 13% en 17%. Vandalisme of criminaliteit komt in 2005 eveneens frequenter voor in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest (37%) dan in het Vlaams (13%) en Waals Gewest (22%). Verder ligt het aandeel dat de buurt als ‘niet net’ beschouwd vrij laag in Vlaanderen (6%) in vergelijking met de andere gewesten. Tot slot blijken de Brusselse buurten het minst afgelegen en best bereikbaar met het openbaar vervoer. Het Waalse Gewest scoort hiervoor het slechts (29%). Gezien de verschillen in verstedelijkingsgraad ligt dit verschil in de lijn der verwachtingen.

29

Tabel 3.10: Woningcomfort, problemen met de woning en problemen in de buurt, naar gewest, België, 2004/2005 Vlaams Waalse Brussels België Gewest Gewest Hoofdstedelijk gewest 2004

2005

Aanwezigheid voorzieningen in de woning Bad of douche a,b 98,3 98,7 Toilet met waterspoeling in de 98,4 98,8 woning zelf a,b Centrale verwarming a,b 81,2 82,1 Warm stromend water 97,9 98,3 a,b SILC comfortindicator Bad/douche, c.v én warm stromend water aanwezig a,b Problemen met de woning Lekkend dak, vochtige muur of vloer, vochtig raamwerk a,b Te donker a,b Problemen in de buurt Lawaai van de buren of van de straat (verkeer, industrie) a,b Vervuiling of andere hinder veroorzaakt door verkeer of industrie a,b Vandalisme of criminaliteit in de buurt a,b

Afgelegen en slecht bereikbaar met het openbaar vervoer a,b Geen nette buurt a,b N ongewogen

2004

2005

2004

2005

2004

2005

97,7

97,9

96,8

96,1

97,9

98,2

98,2

98,2

96,3

95,1

98,1

98,2

76,6

76,0

84,4

84,4

80,1

80,4

96,1

97,1

96,7

97,6

97,2

97,8

80,6

81,9

75,7

75,0

81,5

81,1

79,1

79,6

11,5

12,2

16,6

18,0

17,3

19,3

13,8

14,9

10,1

7,7

14,7

14,2

12,5

11,6

11,9

10,3

21,6

19,4

27,7

26,1

34,2

33,9

25,0

23,2

13,5

13,2

17,5

17,3

27,9

33,2

16,4

16,8

15,6

12,8

22,9

21,7

35,1

36,7

20,2

18,3

15,5

14,4

29,0

28,7

15,1

8,6

19,8

18,4

11,2

6,4

20,0

17,2

28,1

31,4

15,9

12,7

2752

2726

1791

1736

729

671

5272

5133

χ² test a: p<0,01 voor 2004, b: p<0,01 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

Tabel 3.11 toont de vergelijking tussen eigenaars en huurders in het Vlaams Gewest voor bepaalde kenmerken van woning en woonomgeving. Een opvallende vaststelling is dat het aandeel woningen met centrale verwarming aanzienlijk lager ligt in de huursector (73% in 2005) dan in de eigendomssector (86% in 2005). De aanwezigheid van bad of douche, toilet met waterspoeling en warm stromend water verschilt niet significant tussen beide sectoren. Het verschil inzake comfortindicator tussen huurders en eigenaars wordt dus verklaard door het aandeel woningen met centrale verwarming. Huurwoningen kennen wel significant meer vochtproblemen en problemen met lichtinval dan

30

eigendomswoningen. Ook menen anno 2005 relatief meer huurders dan eigenaars dat er vandalisme of criminaliteit voorkomt in de buurt (16 versus 11%) en dat de buurt niet net is (11% versus 5%). Tot slot ligt het aandeel dat aangeeft in een afgelegen buurt te wonen hoger onder de eigenaars dan de huurders (16% versus 10%). Tabel 3.11: Woningcomfort, problemen met de woning en problemen in de buurt, naar eigendomsstatuut, Vlaams Gewest, 2004/2005 Eigenaars Huurders Totaal

2004

2005

Aanwezigheid voorzieningen in de woning Bad of douche 98,6 98,8 Toilet met waterspoeling in de 98,3 99,0 woning zelf Centrale verwarming a,b 84,0 85,8 Warm stromend water 98,1 98,6 SILC comfortindicator Bad/douche, c.v én warm stromend water 83,5 85,5 aanwezig a,b Problemen met de woning Lekkend dak, vochtige muur of vloer, vochtig 9,1 9,7 raamwerk a,b Te donker a,b 8,9 6,7 Problemen in de buurt Lawaai van de buren of van de straat (verkeer, 20,3 18,5 industrie) a Vervuiling of andere hinder veroorzaakt 13,0 13,4 door verkeer of industrie Vandalisme of criminaliteit in de buurt 14,3 11,4 a,b

Afgelegen en slecht bereikbaar met het openbaar vervoer a,b Geen nette buurt a,b N ongewogen

2004

2005

2004

2005

97,6

98,8

98,3

98,7

98,7

98,6

98,4

98,8

73,5 97,3

72,7 97,6

81,2 97,9

82,1 98,3

72,5

72,7

80,5

82,0

17,8

18,8

11,5

12,2

12,8

10,4

10,1

7,7

25,1

21,4

21,6

19,4

14,3

12,5

13,5

13,2

19,3

16,5

15,6

12,8

17,1

15,9

11,0

10,4

15,5

14,4

9,2

4,8

16,4

10,7

11,2

6,4

1989

2026

731

666

2752

2726

χ² test voor verschil eigenaars/huurders: a: p<0,01 voor 2004, b: p<0,01 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

In tabel 3.12 zien we dat het aandeel woningen uitgerust met bad/douche, centrale verwarming én warm stromend water (comfortindicator) significant hoger ligt in de sociale dan in de private huursector in Vlaanderen. Dit verschil is te wijten aan het lagere aandeel private woningen met centrale verwarming. Wat betreft de aanwezigheid van bad of douche, toilet met waterspoeling en warm stromend water zijn er geen significante 31

verschillen. Verder blijken relatief meer private dan sociale huurwoningen ‘te donker’ volgens de respondenten (12% versus 6%). Vochtproblemen blijken anno 2005 in beide huursectoren evenveel voor te komen (maar liefst 18 à 19%). Ongeveer 14% van de private huurders is van mening dat de buurt vervuild is of dat er andere hinder is door verkeer en industrie. Voor de sociale huursector bedraagt dit aandeel 8%. Daarentegen menen relatief meer sociale dan private huurders dat de buurt niet net is (16% versus 9%). Op vlak van vandalisme treffen we tenslotte geen verschil aan. Tabel 3.12: Woningcomfort, problemen met de woning en problemen in de buurt, naar type huurder, Vlaams Gewest, 2004/2005 Private huurder Sociale huurder Totaal huurder

2004

2005

Aanwezigheid voorzieningen in de woning Bad of douche 99,0 Toilet met waterspoeling in de 98,2 woning zelf Centrale verwarming b 71,0 Warm stromend water 97,9 SILC comfortindicator Bad/douche, c.v én warm stromend water 71,0 aanwezig a,b Problemen met de woning Lekkend dak, vochtige muur of vloer, vochtig 19,1 raamwerk Te donker b 11,8 Problemen in de buurt Lawaai van de buren of van de straat (verkeer, 21,6 industrie) Vervuiling of andere hinder veroorzaakt 13,8 door verkeer of b industrie Vandalisme of 15,6 criminaliteit in de buurt Afgelegen en slecht bereikbaar met het 9,8 openbaar vervoer Geen nette buurt b 9,2 N ongewogen

-

509

2004

2005

2004

2005

-

97,9

97,6

98,8

-

100

98,7

98,6

-

78,4 96,6

73,5 97,3

72,7 97,6

-

78,4

72,5

72,7

-

17,8

17,8

18,8

-

5,6

12,8

10,4

-

20,9

25,1

21,4

-

7,9

14,3

12,5

-

19,7

19,3

16,5

-

12,4

11,0

10,4

-

15,8

16,4

10,7

-

157

731

666

χ² test voor verschil private/sociale huurders: a: p<0,05 voor 2004, b: p<0,05 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

32

3.3

Woonuitgaven

3.3.1

Huurders

Huurprijs en totale woonuitgaven In tabel 3.13 zien we dat anno 2005 de gemiddelde huurprijs significant hoger ligt in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest (448 euro) dan in het Vlaams (390 euro) en het Waalse Gewest (337 euro). Daarnaast blijkt ook het verschil tussen het Waalse en het Vlaamse Gewest significant. In de drie gewesten bestaat er voorts een grote kloof tussen de gemiddelde huurprijs in de private huursector en de sociale huisvesting. Voor Vlaanderen bedraagt anno 2005 de gemiddelde sociale huur 256 euro en de gemiddelde private huur 427 euro. Deze bedragen wijken amper af van degene op basis van de Woonsurvey (resp. 258 en 431 euro) (Heylen et al, 2007). De verhouding van de gemiddelde sociale huurprijs tot de gemiddelde private huurprijs bedraagt 0,6 voor 2005. Een enquête uit 2005 van het ‘Gewestelijk Observatorium voor de Huisvesting’ toont aan dat de huurprijs in Brussel (zeer) sterk varieert naargelang de ligging. Binnen de eerste kroon5 van Brussel – gekenmerkt door dichtbevolkte wijken met veel opbrengsthuizen bedraagt de gemiddelde huurprijs 450 euro. De huurders binnen de tweede Brusselse kroon6 – met relatief meer ruimere woningen en groenere buurten – betalen gemiddeld 587 euro volgens de steekproef van het Observatorium (De Keersmaecker, 2006). Opvallend is dat de gemiddelde sociale huur lager ligt in Wallonië (216 euro) dan in Vlaanderen (256 euro) en Brussel (255 euro). Beschouwen we de totale woonuitgaven voor de huurders, dan blijken deze eveneens gemiddeld het hoogst uit te vallen in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest. Tussen het Vlaams en het Waalse Gewest bestaat er op dit vlak geen significant verschil. De totale woonuitgaven voor huurders in Vlaanderen anno 2005 bedragen gemiddeld 538 euro, wat 111 euro meer is dan de gemiddelde huurprijs. Op basis van de Woonsurvey 2005 bedragen de totale woonuitgaven voor huurders gemiddeld 541 euro (Haffner & Heylen, 2008).

5 Eerste kroon: Brussel-Stad, Etterbeek, Elsene, Sint-Gillis, Vorst, Anderlecht, Sint-JansMolenbeek, Koekelberg, Jette, Sint-Joost-ten-Node en Schaarbeek 6 Tweede kroon: Evere, Sint-Lambrechts-Woluwe, Sint-Pieters-Woluwe, Oudergem, WatermaalBosvoorde, Ukkel, Sint-Agatha-Berchem en Ganshoren 33

Tabel 3.13: Huurprijs en totale woonuitgaven, naar gewest, in euro, gewogen 2004/2005 Vlaams Gewest Waalse Gewest Brussels (1) (2) Hoofdstedelijk Gewest (3) 2004 2005 2004 2005 2004 2005 Private huurder Huurprijs 427 2,3 378 1,3 476 1,2 Totale 567 2 529 1 573 woonuitgaven Sociale huurder Huurprijs 256 2 216 1,3 255 2 374 Totale 389 382 n=47 woonuitgaven Totaal huurder Huurprijs 391 2,3 390 2,3 332 1,3 337 1,3 435 1,2 448 1,2 Totale 547 2 538 2 498 1,3 493 1,3 569 2 547 2 woonuitgaven N totaal huurders ongewogen

717

652

537

456

397

361

resultaten, België, België 2004

2005

-

424

-

562

-

241

-

384

381

385

536

526

1651

1469

1,2,3: het gemiddelde verschilt significant (α=0,05) van het gemiddelde van de categorie met het betreffende cijfer, T-test Bron: SILC 2004/2005

Tabel 3.14 laat zien dat er een sterke samenhang bestaat tussen de huurprijs/totale woonuitgaven en het equivalent inkomen in Vlaanderen. De huurders behorend tot de 20% laagste inkomens kennen gemiddeld een huur van 312 euro in 2005, degenen behorend tot de 20% hoogste inkomens betalen gemiddeld 520 euro. Deze vaststelling ligt in lijn met de stelling dat er verschillende segmenten bestaan op de huurmarkt wat betreft het profiel van de huishoudens. Le Roy et al (2008) onderscheiden drie duidelijk afgebakende segmenten op de private huurmarkt a.d.h.v een clusteranalyse die zowel woning- als huishoudkenmerken in rekening brengt. De data hiervoor waren afkomstig van de Woonsurvey 2005. Één segment (van 38%) groepeert de jonge hoog opgeleide gezinnen met hoog inkomen en eerder duurdere huurwoningen. Een ander segment bevat oudere - vaak laaggeschoolde – huurders met een goede woning (24%) terwijl een derde segment de oudere en slechtere huurwoningen herbergt, bewoond door gezinnen met een laag inkomen (38%).

34

Tabel 3.14: Huurprijs en totale woonuitgaven, naar quintielen van equivalente inkomens, huurders, gewogen resultaten, Vlaams Gewest, 2004/2005 Huurprijs Totale woonuitgaven 2004 2005 2004 2005 Totaal 391 390 547 538 Equivalent inkomen 1ste quintiel 315 3,4,5 312 2,3,4,5 454 3,4,5 439 2,3,4,5 de 3,4,5 1,4,5 3,4,5 2 346 374 495 522 1,5 de 1,2,5 1,5 1,2,5 3 408 402 564 562 1,5 de 1,2,5 1,2,5 1,2,5 4 427 420 594 571 1,5 de 1,2,3,4 1,2,3,4 1,2,3,4 5 quintiel 548 520 733 686 1,2,3,4 N ongewogen

717

652

705

568

1,2,3,4,5: het gemiddelde verschilt significant (α=0,05) van het gemiddelde van de categorie met het betreffende cijfer, T-test Bron: SILC 2004/2005

De Woonsurvey 2005 toonde aan dat er – op basis van bivariate analyses - geen verschil bestaat in huurprijs tussen een eengezinswoning en een appartement op de private huurmarkt in Vlaanderen (Heylen et al, 2007). Wel blijkt uit de multivariate analyses dat eengezinswoningen duurder zijn dan appartementen binnen eenzelfde gebiedstype (stedelijk gebied - buitengebied). Ook bleek dat voor eenzelfde type woning de huurprijs op de private markt hoger ligt in stedelijk gebied dan in andere gebieden. Omdat de goedkopere appartementen oververtegenwoordigd zijn in het duurdere stedelijk gebied, verschilt de gemiddelde huurprijs niet tussen gebiedstypes en woningtypes. Onderstaande tabel – met resultaten van de SILC 2004 en 2005 - bevestigt de bivariate resultaten van de Woonsurvey. We treffen voor Vlaanderen immers geen significante verschillen aan inzake huurprijs naargelang de verstedelijkingsgraad en naargelang het woningtype, zowel voor de private huursector als voor de sociale huisvesting. Binnen het opzet van deze onderzoekspaper was er geen ruimte voor de uitvoering van een multivariate analyse van de huurprijs in Vlaanderen. Er werd dus niet nagegaan of de huurprijs van een appartement gemiddeld lager ligt dan van een eengezinswoning binnen eenzelfde gebiedstype (niveau van verstedelijking). Een verschil met de analyses op basis van de Woonsurvey betreft de operationalisering van de ‘verstedelijkingsgraad’. In het rapport ‘Wonen in Vlaanderen’ wordt een variabele gehanteerd die een combinatie inhoudt van de ruimtelijke indeling van de Studiedienst van de Vlaamse Regering (SVR) en het Ruimtelijk Structuurplan Vlaanderen (RSV). De categorieën van deze variabele zijn: stedelijk gebied met onderverdeling naar grootstedelijk, regionaal stedelijk en kleinstedelijk gebied; buitengebied met de onderverdeling naar overgangsgebied en platteland. De variabele ‘verstedelijkinggraad’ van de SILC daarentegen vertrekt van de bevolkingsdichtheid van de gemeenten. Gemeenten met meer dan 500 inwoners per km2 worden geclassificeerd als ‘dichtbevolkt’, deze met minder dan 500 en meer dan 100 inwoners per km2 liggen in ‘intermediair’ gebied, de overige gemeenten worden beschouwd als ‘dun bevolkt’. In Vlaanderen voldoet er echter geen enkele gemeente aan het criterium van de categorie ‘dun bevolkt’.

35

Tabel 3.15: Maandelijkse huurprijs zonder kosten naar woning- en omgevingskenmerken, gemiddelden in euro, gewogen resultaten, Vlaams Gewest, 2004/2005 Private huurder Sociale huurder Totaal huurder

Totaal Verstedelijkingsgraad* Dicht bevolkt gebied (1) Intermediair bevolkt (2) Dun bevolkt gebied (3) Type woning Eengezinswoning (1) Meergezinswoning (2) N totaal ongewogen

2004 -

2005 427

2004 -

2005 256

2004 391

2005 390

-

433

-

259

387

393

-

416

-

250 n=47

399

384

-

-

-

-

-

-

-

436

-

255

390

391

-

425

-

262

394

394

-

501

-

151

717

652

Bron: SILC 2004/2005 ** Tellen niet mee als kamer: keuken, badkamer, toilet, kamers uitsluitend gebruikt voor werk, hall, vestiaires of opslagplaats

Bijkomende woonuitgaven van huurders Tabel 3.16 presenteert gedetailleerde cijfers over de uitgaven voor nutvoorzieningen van de huurders in Vlaanderen. Anno 2005 betaalt 91% van de huurders voor water en 98% voor elektriciteit. Gas (70%) wordt op de huurmarkt veel meer gebruikt dan stookolie (20%) en steenkool of hout. Ongeveer één op vijf huurders betaalt een bijdrage voor het onderhoud van gemeenschappelijke plaatsen. In vergelijking met 2004 zijn er slechts marginale verschillen. De resultaten liggen voorts sterk in lijn met die van de Woonsurvey 2005. De rechterkolommen uit de tabel geven de gemiddelde maandelijkse bedragen weer per nutsvoorziening. Belangrijk is hierbij te vermelden dat de gemiddelden zijn berekend voor de huurders die aangeven de betreffende nutsvoorziening te consumeren. De gasrekening blijkt met 52 euro per maand gemiddeld een pak goedkoper uit te vallen dan een stookolierekening (96 euro). Verder betaalt de huurder in Vlaanderen anno 2005 gemiddeld 16 euro per maand voor waterverbruik en 50 euro voor elektriciteit. Voor het onderhoud van de gemeenschappelijke plaatsen wordt gemiddeld 46 euro neergeteld. Aan al deze uitgavenposten samen wordt in 2005 gemiddeld 122 euro besteed, wat 6 euro meer is dan in 2004. Ook op basis van de Woonsurvey 2005 blijken de huurders gemiddeld 122 euro per maand aan de genoemde nutsvoorzieningen te spenderen. In de Woonsurvey werden de verschillende uitgavenposten echter niet apart bevraagd. Op dit vlak biedt de SILC dus een meerwaarde.

36

Tabel 3.16: Uitgaven voor nutsvoorzieningen, gebruik en gemiddelde maandelijkse bedragen, huurders, Vlaams Gewest, 2004/2005 % gebruik Gemiddeld maandelijks bedrag (in euro) 2004 2005 2004 2005 Water 89,1 91,1 16 Elektriciteit 97,8 97,6 50 Gas 70,6 70,5 52 Stookolie 21,2 20,0 96 Steenkool 1,6 1,6 63 n=11 Hout 2,1 2,4 10 n=19 Onderhoud 22,0 20,9 46 gemeenschappelijke plaatsen Totaal* n.v.t n.v.t 116 122 N ongewogen

731

666

731

666

Bron: SILC 2004/2005

Tabel 3.17 geeft ons informatie omtrent enkele bijkomende uitgaven gerelateerd aan wonen. We zien dat negen op tien huurders in Vlaanderen in 2005 een basisverzekering heeft afgesloten (voor brand en aanverwante gevaren), dat 86% betaalt voor de huisvuilophaling en dat 72% heffingen op afvalwater betaalt. Ongeveer vier op tien betaalt maandelijks voor gewoon onderhoud en kleine herstellingen. De huurders met een basisverzekering betalen hiervoor gemiddeld 23,3 euro per maand, degenen die gewoon onderhoud en/of kleine herstellingen uitvoeren 24,4 euro. De gemiddelde bedragen voor de huisvuilophaling en de heffingen op afvalwater vallen lager uit, met respectievelijk 7,8 en 2,9 euro. In de Woonsurvey werd de respondenten niet gevraagd naar de genoemde bijkomende uitgaven. De SILC kent hier dus opnieuw een meerwaarde. Tabel 3.17: Andere uitgaven gerelateerd aan wonen, gebruik en gemiddelde maandelijkse bedragen, huurders, Vlaams Gewest, 2004/2005 % gebruik Gemiddeld maandelijks bedrag (in euro) 2004 2005 2004 2005 Basisverzekering: brandverzekering en 92,3 89,6 23,3 aanverwante gevaren Ophalen huisvuil 85,4 86,1 7,8 Gewoon onderhoud en kleine 44,8 42,3 24,4 herstellingen Heffingen op 75,2 72,4 2,9 afvalwater N ongewogen 731 665 666 Bron: SILC 2004/2005

37

3.3.2

Eigenaars

Bruto en totale woonuitgaven van eigenaars met hypotheek De bruto woonuitgaven van de eigenaars met hypotheek in Vlaanderen bedragen gemiddeld 563 euro voor 2004 (tabel 3.18). In vergelijking met het Waalse Gewest bestaat er hier geen significant verschil, terwijl de bruto woonuitgaven voor Brussel gemiddeld meer dan 100 euro hoger liggen (672 euro). Ook wanneer we de totale woonuitgaven beschouwen, blijkt er geen significant verschil te bestaan tussen Vlaanderen en Wallonië. Voor Brussel liggen de gemiddelde totale woonuitgaven opnieuw significant hoger. Volgens de Woonsurvey bedragen anno 2005 de gemiddelde bruto en totale woonuitgaven van Vlaamse eigenaars met hypotheek respectievelijk 564 en 907 euro. Laatstgenoemd cijfer ligt aanzienlijk hoger dan de 839 euro op basis van de SILC. De cijfers zijn echter niet vergelijkbaar: 907 euro is het gemiddelde voor de groep die in de periode 2000-2005 verhuisd is. De grotere afbetalingslast in het Brussels Hoofdstedelijk Gewest is uiteraard gerelateerd aan de hogere woningprijzen in deze regio. In 2005 bedroeg de gemiddelde verkoopprijs van een gewoon woonhuis in Brussel 245 339 euro, tegenover 139 215 euro voor Vlaanderen en 100 744 voor Wallonië. Voor een villa of landhuis betaalde men in Brussel gemiddeld zelfs 678 771 euro, wat een veelvoud is voor de gemiddelde bedragen in Vlaanderen (280 839 euro) en Wallonië (208 744 euro). Voor appartementen is er niet zo’n groot verschil. In Brussel telde men in 2005 gemiddeld 151 153 euro neer, tegenover 144 306 euro in Vlaanderen en 102 713 euro in Wallonië (FOD Economie, 2008). Tabel 3.18: Bruto en totale woonuitgaven, eigenaars met hypotheek, Vlaams Gewest, 2004 Vlaams Waalse Gewest Brussels België Gewest (2) Hoofdstedelijk (1) gewest (3) Bruto woonuitgaven* Totale woonuitgaven N ongewogen

563 3 839 3 900

550 3 832 3 567

672 1,2 960 1,2 146

566 845 1613

1,2,3: het gemiddelde verschilt significant (α=0,05) van het gemiddelde van de categorie met het betreffende cijfer, T-test Bron: SILC 2005 *afbetaalde som hypothecaire lening: kapitaalaflossing+interest

We stellen vast dat zowel de bruto als de totale woonuitgaven van de eigenaars met hypotheek in Vlaanderen niet sterk verschillen naargelang het equivalent inkomen. Er bestaat in 2004 alleen een significant verschil tussen de eigenaars die behoren tot het hoogste inkomensquintiel en de rest (tabel 3.19). In vergelijking met de huursector is de samenhang tussen inkomen en woonuitgaven dus minder sterk.

38

Tabel 3.19: Bruto en totale woonuitgaven, naar quintielen van equivalente inkomens, eigenaars met hypotheek, gewogen resultaten, Vlaams Gewest, 2004 Bruto woonuitgaven Totale woonuitgaven Totaal Equivalent inkomen 1ste quintiel 2de 3de 4de 5de quintiel N ongewogen

563

839

504 5 518 5 498 5 532 5 664 1,2,3,4

786 5 793 5 762 5 794 5 960 1,2,3,4

900

867

1,2,3,4,5: het gemiddelde verschilt significant (α=0,05) van het gemiddelde van de categorie met het betreffende cijfer, T-test Bron: SILC 2005

Bijkomende woonuitgaven van eigenaars (met en zonder hypotheek) Van de eigenaars in Vlaanderen betaalt anno 2005 96% voor waterverbruik en iedereen voor elektriciteit (tabel 3.20). Het gebruik van gas blijkt minder populair bij eigenaars (56%) dan bij huurders (70%, zie hoger). Stookolie wordt daarentegen meer aangewend op de huurmarkt dan op de eigendomsmarkt (40% versus 20%). Net als voor de huurders, komt het gebruik van steenkool (3%) en hout (11%) als verwarmingsbron niet frequent voor. De gemiddelde maandelijkse bedragen liggen met uitzondering van het waterverbruik een aantal euro hoger voor de eigenaars dan voor de huurders. Dit is een logische vaststelling, aangezien met uitzondering van het waterverbruik de uitgaven van de nutsvoorzieningen gerelateerd zijn aan de woninggrootte. Zoals vermeld tellen woningen op de eigendomsmarkt gemiddeld beschouwd meer kamers dan op de huurmarkt. Voor stookolie betaalt een eigenaar in Vlaanderen gemiddeld 109 euro per maand, voor gas 68 euro en voor elektriciteit 66 euro. De maandelijkse rekening voor het waterverbruik komt neer op 15 euro. Opvallend is dat de rekening voor eigenaars die betalen voor onderhoud van gemeenschappelijke plaatsen een pak hoger oploopt dan voor de huurders (70 versus 46 euro). Voor al deze uitgavenposten samen betaalt een eigenaar in Vlaanderen gemiddeld 165 euro in 2005. Dit bedrag leunt sterk aan bij het gemiddelde voor deze uitgaven berekend met de Woonsurvey (172 euro).

39

Tabel 3.20: Uitgaven voor nutsvoorzieningen, eigenaars, Vlaams Gewest, 2004/2005 % gebruik Gemiddeld maandelijks bedrag (in euro) 2004 2005 2004 2005 Water 96,7 96,3 15 Elektriciteit 99,7 100 66 Gas 56,0 55,9 68 Stookolie 41,1 39,9 109 Steenkool 2,7 2,6 37 n=43 Hout 10,5 11,4 17 Onderhoud 6,4 6,2 70 gemeenschappelijke plaatsen Totaal* n.v.t n.v.t 155 165 N ongewogen

1989

2026

1989

2026

Bron: SILC 2004/2005

In tabel 3.21 zien we het gebruik en de gemiddelde bedragen voor enkele bijkomende uitgaven gerelateerd aan een eigendomswoning. Nagenoeg elke eigenaar in 2004/2005 heeft een basisverzekering (voor brand en aanverwante gevaren) afgesloten. Het bedrag voor deze verzekering komt neer op 34 euro per maand, wat 11 euro meer is dan voor de huurders. Aan de ophaling van het huisvuil spenderen eigenaars gemiddeld evenveel als huurders (ongeveer 8 euro/maand). Voor 2005 geeft 67% van de eigenaars aan geld te spenderen aan gewoon onderhoud en kleine herstellingen. Dit bedrag komt maandelijks neer op gemiddeld 43 euro, wat logischerwijze meer is dan voor de huurders. Woningen van eigenaars zijn immers gemiddeld groter. Tot slot geeft 98% van de eigenaar aan onroerend voorheffing te betalen. Als we deze jaarlijkse belasting op maandniveau bekijken, betaalt een eigenaar in Vlaanderen gemiddeld 44 euro.

40

Tabel 3.21: Andere uitgaven gerelateerd aan wonen, eigenaars, Vlaams Gewest, 2004/2005 % gebruik Gemiddeld maandelijks bedrag (in euro) 2004 2005 2004 2005 Basisverzekering: 99,7 99,7 33,6 brandverzekering en aanverwante gevaren Ophalen huisvuil 91,9 92,1 8,3 Gewoon onderhoud 77,4 67,2 42,7 en kleine herstellingen Heffingen op 97,9 92,2 3,9 afvalwater Onroerende 98,1 97,8 43,9 voorheffing N ongewogen 1988 2024 2024 Bron: SILC 2004/2005

3.4.

Betaalbaarheid van wonen

3.4.1

Objectieve indicatoren van betaalbaarheid

Betaalbaarheid van wonen voor eigenaars, naar regio Bij de analyse van betaalbaarheid van de eigenaars (met afbetalingslast) komen drie ‘objectieve’ methoden aan bod: de woonquote, het resterend inkomen en het equivalent resterend inkomen. Deze drie methoden staan uitgebreid beschreven in het methodologische hoofdstuk. Wat de woonquote betreft bekijken we zowel het gemiddelde als het aandeel dat boven de – ietwat willekeurige maar in onderzoek vaak gehanteerde – 30%-norm ligt. Zoals reeds in het methodologische luik uiteengezet en beargumenteerd, doen we inzake (equivalent) resterend inkomen geen beroep op bepaalde normen, maar beperken we ons tot de vergelijking van gemiddelden. Zoals vermeld is een betaalbaarheidsanalyse van de huursector op basis van SILC-data niet aangewezen. De analyse blijft dus beperkt tot de eigenaars met lopende hypotheek. We vermelden nog eens dat de data (woonuitgaven en besteedbaar inkomen) hiervoor afkomstig zijn van de SILC 2005, maar betrekking hebben op 2004.

41

Tabel 3.22: Indicatoren van betaalbaarheid, bruto woonuitgaven en besteedbaar inkomen voor eigenaars met hypotheek, naar gewest, België, 2004 2004 (SILC 2005) Vlaams Vlaams Waalse Brussels Gewest, Gewest Gewest Hoofdstedelijk Woonsurvey België (1) (2) gewest 2005 (3) Gemiddelden voor: Woonquote Resterend inkomen* Equivalent resterend inkomen Aandeel met woonquote > 30%** Gemiddelden voor: Bruto woonuitgaven Besteedbaar inkomen N ongewogen

20,2 2679 2

21,5 2469 1

25,9 1,2 2434

21,1 2589

21,7 2491

1437 2

1326 1,3

1499 2

1403

1451

13,9

18,2

24,0

16,1

17,1

563 3

550 3

672 1,2

566

564

3107

3155

3055

146

1613

1554

3242 900

2

3019 567

1

1,2,3: het gemiddelde verschilt significant (α=0,05) van het gemiddelde van de categorie met het betreffende cijfer, T-test *Resterend inkomen= besteedbaar inkomen – bruto woonuitgaven **χ² test: p=0,002 Bron: SILC 2005; Woonsurvey 2005, cijfers uit Heylen et al, 2007

In tabel 3.22 zien we dat de woonquote voor de Belgische eigenaars met hypotheek gemiddeld 21,1% bedraagt. Voor het Vlaams Gewest bedraagt dit gemiddelde 20,2%, wat niet significant afwijkt van het gemiddelde voor het Waalse Gewest (21,5%). De gemiddelde woonquote van de eigenaars (met hypotheek) in Brussel ligt met bijna 26% wél significant hoger, wat te wijten is aan de hogere afbetalingslast. Volgens de Woonsurvey 2005 bedraagt de gemiddelde woonquote van de Vlaamse eigenaars met hypotheek 21,7%. Dit cijfer valt binnen het 95%-betrouwbaarheidsinterval van de gemiddelde woonquote voor de Vlaamse eigenaars volgens de SILC (20,6 – 22,8%). Ondanks de vaststelling dat de gemiddelde woonquote niet verschilt tussen Vlaanderen en Wallonië, verschilt het aandeel met woonquote boven 30% wel duidelijk. Van de Vlaamse eigenaars met hypotheek valt 14% boven de 30%-grens, tegenover 18% van de Waalse eigenaars. Voor Brussel loopt dit aandeel op tot bijna één op vier. Nemen we het gemiddeld resterend inkomen als indicator, dan ziet het beeld er anders uit. Het gemiddeld resterend inkomen voor de Brusselse eigenaars verschilt niet significant van dat van de Vlaamse en Waalse eigenaars. Wél ligt het resterend inkomen van eigenaars (met hypotheek) significant hoger in het Vlaamse dan in het Waalse Gewest. Het beeld op basis van het equivalent resterend inkomen (ERI) is eveneens verschillend. Het ERI van de Waalse eigenaars ligt niet alleen lager dan dat van de Vlaamse maar ook dan dat van de Brusselse eigenaars. De reden voor het verschil met het gewoon 42

resterend inkomen is de verschillende samenstelling naar huishoudtype. Zo ligt het aandeel alleenstaanden aanzienlijk hoger in Brussel dan in Wallonië. Het resterend inkomen van de Vlaamse eigenaars met hypotheek bedraagt volgens de Woonsurvey 2491 euro, met een 95%-betrouwbaarheidsinterval van 2228 – 2754 euro. Het resultaat van de SILC voor 2004 (2679 euro) valt binnen dit interval. Het ERI van de Vlaamse eigenaars bedraagt volgens de Woonsurvey 2005 gemiddeld 1451 euro, wat erg dicht aanleunt bij het cijfer van de SILC voor 2004 (1437 euro). Samengevat – de drie indicatoren in acht genomen - kunnen we stellen dat de situatie op vlak van betaalbaarheid van eigenaarschap het meest positief oogt voor het Vlaams Gewest. Wat betreft de vergelijking tussen Brussel en Wallonië wijzen de indicatoren niet in dezelfde richting. De woonquote voor eigenaars ligt gemiddeld enkele procentpunten hoger in Brussel dan in Wallonië, terwijl het ERI gemiddeld 173 euro hoger ligt in Brussel. Dit resultaat toont duidelijk aan dat de compositie naar huishoudtype een grote rol speelt bij de uitkomst van de betaalbaarheidsindicatoren. De methode van het ERI is echter de enige benadering die de verschillen naar huishoudsamenstelling neutraliseert en is volgens ons dan ook de meest betrouwbare (objectieve) indicator van betaalbaarheid die in deze analyse aan bod komt. 4.1.2

Betaalbaarheid voor eigenaars in Vlaanderen, naar inkomensgroepen

Tabel 3.23 geeft de betaalbaarheidsindicatoren weer voor de Vlaamse eigenaars met hypotheek anno 2004, opgedeeld naar de (equivalente) inkomensquintielen van de populatie. Het vijfde inkomensquintiel bevat de huishoudens met de 20% hoogste equivalente inkomens in Vlaanderen; het eerste quintiel groepeert de 20% laagste equivalente inkomens in Vlaanderen. We stellen vast dat zowel de gemiddelde woonquote, als het resterend inkomen en het ERI van de eigenaars in Vlaanderen sterk variëren naargelang het inkomensniveau. De gemiddelde woonquote voor de eigenaars behorend tot het laagste inkomensquintiel is meer dan dubbel zo hoog als voor degenen binnen het vijfde quintiel. Het gemiddeld ERI is bijna vier keer groter voor de eigenaars binnen het hoogste quintiel. Het aandeel met een woonquote boven de 30%-norm ligt ongeveer zeven keer hoger in het eerste quintiel dan in het vijfde quintiel (42% versus 6%). Het ERI van de eigenaars met hypotheek behorend tot de het laagste quintiel valt met 585 euro zeer laag uit, wat erop wijst dat ook binnen de eigendomssector er groepen zijn waarvoor wonen moeilijk betaalbaar is. Voor een meer uitgebreide analyse van de groepen op de eigendomsmarkt waarvoor de betaalbaarheid algemeen beschouwd in het gedrang komt, verwijzen we naar De Decker, Heylen & Pannecoucke (2008).

43

Tabel 3.23: Indicatoren van betaalbaarheid, bruto woonuitgaven en besteedbaar inkomen voor eigenaars met hypotheek, naar inkomensquintielen, Vlaams Gewest, 2004 Equivalent inkomen, quintielen in hele populatie Eerste Tweede Vierde quintiel quintiel Derde quintiel Vijfde quintiel quintiel (1) (2) (3) (5) (4) Gemiddelden voor: Woonquote Resterend inkomen* Equivalent resterend inkomen Aandeel met woonquote > 30% Gemiddelden voor: Bruto woonuitgaven Besteedbaar inkomen N ongewogen

37,8 al 1154 al

27,0 al 1644 al

20,7 al 2115 al

17,5 1,2,3 2656 al

16,4 1,2,3 3757 al

585 al

781 al

1093 al

1416 al

2112 al

42,1

30,6

16,7

7,7

6,3

504 5

518 5

498 5

532 5

664 al

1659 al

2162 al

2612 al

3188 al

4422 al

57

103

194

271

275

1,2,3,4,5,al: het gemiddelde verschilt significant (α=0,05) van het gemiddelde van de categorie met het betreffende cijfer, T-test *Resterend inkomen= besteedbaar inkomen – bruto woonuitgaven Bron: SILC 2005

4.2

Subjectieve indicator van betaalbaarheid

Tabel 3.24 geeft weer in welke mate de huishoudens in België de totale woonuitgaven als een ‘last’ beschouwen, opgedeeld naar de gewesten. De resultaten kunnen dus beschouwd worden als een subjectieve indicatie van de ‘betaalbaarheid van wonen’. De verschillen tussen de gewesten zijn hier opmerkelijk. In 2005 geeft 18% van de Vlaamse huishoudens aan dat de totale woonuitgaven ‘een zware last’ vormen, tegenover maar liefst 49% van de Waalse en Brusselse huishoudens. Voor België in zijn geheel bedraagt dit aandeel 32%. In vergelijking met 2004 valt vooral de stijging op van het aandeel dat de woonuitgaven als een zware last beschouwt binnen het Waalse Gewest (van 43 tot 49%). De cijfers voor het Vlaams en het Brussels Hoofdstedelijk Gewest zijn eerder stabiel.

44

Tabel 3.24: Ervaring van de betaalbaarheid van de totale woonuitgaven, naar gewest, België, 2004/2005 Vlaams Gewest Waalse Gewest Brussels België Hoofdstedelijk De totale gewest woonuitgaven vormen … Een zware last Min of meer een zware last Geen probleem N ongewogen

2004 17,4

2005 18,2

2004 43,0

2005 49,1

2004 48,9

2005 49,4

2004 29,2

2005 31,7

34,2

35,3

36,4

34,2

32,5

31,2

34,7

34,5

48,4 100 2750

46,5 100 2723

20,6 100 1788

16,7 100 1735

18,7 100 725

19,4 100 669

36,1 100 5263

33,8 100 5127

Kruskal-Wallis test: p<.0001 voor 2004 en 2005 Bron: SILC 2004/2005

Tabel 3.25 toont de resultaten van de subjectieve betaalbaarheidsindicator voor Vlaanderen, opgesplitst naar eigendomsstatuut. We stellen vast dat de betaalbaarheid eerder in het gedrang komt voor huurders dan voor eigenaars in de periode 2004/5. Ongeveer 26% van de huurders ervaart de betaling van de totale woonuitgaven als ‘een zware last’ anno 2005; voor de eigenaars is dit aandeel 15%. Deze vaststelling ligt in lijn met de resultaten van de betaalbaarheidsanalyses op basis van de Woonsurvey 2005 (Heylen et al, 2007; Haffner & Heylen, 2008; De Decker et al, 2008). De gehanteerde betaalbaarheidsindicatoren (woonquote, resterend inkomen, equivalent resterend inkomen) in deze studies wijzen allen op een duidelijk verschil inzake betaalbaarheid tussen huurders en eigenaars met hypotheek in Vlaanderen anno 2005. Tabel 3.25: Ervaring van de betaalbaarheid van de totale woonuitgaven, naar eigendomsstatuut, Vlaams Gewest, 2004/2005 Eigenaars Huurders Totaal* De totale woonuitgaven vormen … 2004 2005 2004 2005 2004 2005 Een zware last 14,9 15,3 24,1 25,9 17,4 18,2 Min of meer een 34,4 36,3 34,0 33,1 34,2 35,3 zware last Geen probleem 50,7 48,4 41,9 41,0 48,4 46,5 100 100 100 100 100 100 N ongewogen 1987 2026 731 665 2750 2723 Wilcoxon test: p<.0001 voor 2004 en 2005 *Inclusief gratis bewoners Bron: SILC 2004/2005

Onderstaande tabel toont dat er in 2005 geen significant verschil bestaat wat betreft de ervaring van betaalbaarheid tussen sociale en private huurders. Van beide groepen meent ongeveer één vierde dat de totale woonuitgaven een zware last vormen. Ongeveer vier op tien van beide groepen ondervindt geen probleem.

45

Op basis van de Woonsurvey 2005 weten we dat de woonquote gemiddeld hoger ligt voor private huurders (29,5%) dan sociale huurders (22,3%). Het resterend inkomen ligt daarentegen gemiddeld ook hoger voor private huurders (1310 euro) dan voor sociale huurders (1024 euro). Deze op het eerste zicht contradicterende bevindingen worden verklaard doordat het equivalent inkomen van sociale huurders gemiddeld (veel) lager uitvalt dan voor private huurders (913 versus 1251 euro). Tabel 3.26: Ervaring van de betaalbaarheid van de totale woonuitgaven, naar type huurder, Vlaams Gewest, 2004/2005 Private huurder Sociale Huurder Totaal huurder De totale woonuitgaven vormen … 2004 2005 2004 2005 2004 2005 Een zware last 26,2 25,1 24,1 25,9 Min of meer een 33,7 30,8 34,0 33,1 zware last Geen probleem 40,1 44,1 41,9 41,0 100 100 100 100 N ongewogen 508 157 731 665 Wilcoxon test: p=0,07 voor 2005 *Inclusief gratis bewoners Bron: SILC 2004/2005

4.3

Niet kunnen betalen van woonuitgaven

Naast de subjectieve ervaring van de ‘betaalbaarheid van wonen’ is het uiteraard interessant om te analyseren in hoeverre huishoudens de bruto en bijkomende woonuitgaven effectief niet (tijdig) kunnen betalen. In het eerste deel van deze paragraaf gaan we hier dieper op in. Vervolgens staan we stil bij de mogelijke gevolgen van het niet tijdig betalen van huur of rekeningen van elektriciteit, water of gas. We bekijken hoe groot de groep is die een deurwaarder op bezoek heeft gehad en wie een gelimiteerd verbruik werd opgelegd voor gas, water of elektriciteit. Ook de omvang van de groep die werd afgesloten van deze nutsvoorzieningen wordt geraamd. Onderstaande tabel laat de relatieve grootte zien van de groep die het afgelopen jaar problemen heeft gekend bij de betaling van de bruto woonuitgaven en de uitgaven voor nutsvoorzieningen, opgedeeld naar gewesten. We stellen opnieuw aanzienlijk verschillen vast tussen Vlaanderen, Wallonië en Brussel. Anno 2005 geeft 2% van de Vlaamse huurders en eigenaars met hypotheek aan dat ze het afgelopen jaar één of meerdere keren de huur of hypotheeksom niet tijdig konden betalen. Voor het Waalse Gewest loopt dit aandeel op tot 6%; voor het Brussels Hoofdstedelijk Gewest tot 11%. Ook voor de betaling van de nutsvoorzieningen zien we eenzelfde beeld. Ongeveer 3% van de Vlaamse huishoudens (inclusief eigenaars zonder hypotheek) heeft de afgelopen 12 maand één of meerdere rekeningen niet tijdig kunnen betalen, tegenover 8% van de Waalse en 9% van de Brusselse huishoudens. Deze verschillen tussen de gewesten liggen duidelijk in lijn met de resultaten van de subjectieve betaalbaarheidsindicatoren.

46

Tabel 3.27: Niet (tijdig) kunnen betalen van bruto nutsvoorzieningen**, naar gewest, België, 2004/2005 Is het gedurende Vlaams Gewest Waalse Gewest de voorbij 12 maanden voorgekomen dat uw huishouden de … niet (tijdig) kon 2004 2005 2004 2005 betalen? a,b Bruto woonuitgaven Ja 4,0 2,2 7,2 5,8 Nee 96,0 97,8 92,8 94,2

woonuitgaven* en uitgaven voor Brussels Hoofdstedelijk gewest

België

2004

2005

2004

2005

8,5 91,5

10,7 89,3

5,6 94,4

4,5 95,5

N ongewogen 1680 1596 Rekeningen van nutsvoorzieningen a,b Ja 3,3 3,2 Nee 96,7 96,8

1109

1040

558

512

3347

3148

7,1 92,9

7,9 92,1

10,1 89,9

9,4 90,6

5,3 94,7

5,4 94,6

N ongewogen

1745

1724

699

652

5155

5084

2711

2708

*voor huishoudens met huur of lopende hypotheek **alle huishoudens χ² test: a: p<.0001 voor 2004; b: p<.0001 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

Tabel 3.28 toont dat anno 2005 eigenaars in Vlaanderen amper (1%) problemen kennen bij de betaling van de hypotheek. Van de huurders heeft 4% de voorbije 12 maanden de huur minstens één keer niet tijdig kunnen betalen. Dit verschil ligt in lijn met de hoger beschreven resultaten voor de subjectieve betaalbaarheidsindicator. Ook voor de betaling van de nutsvoorzieningen geldt dat de huurders sneller in de problemen komen dan de eigenaars.

47

Tabel 3.28: Niet (tijdig) kunnen betalen van bruto woonuitgaven* en uitgaven voor nutsvoorzieningen**, Vlaams Gewest, 2004/2005 Is het gedurende Eigenaar Huurder Totaal (incl.gratis de voorbij 12 bewoners) maanden voorgekomen dat uw huishouden de … niet (tijdig) kon 2004 2005 2004 2005 2004 2005 betalen? Bruto woonuitgaven a,b Ja 2,1 0,8 6,3 3,8 4,0 2,2 Nee 97,9 99,2 93,7 96,2 96,0 97,8 N ongewogen 949 932 a,b Rekeningen van nutsvoorzieningen Ja 1,6 1,5 Nee 98,4 98,5

731

663

1680

1596

7,9 92,1

7,6 92,4

3,3 96,7

3,2 96,8

N ongewogen

711

654

2711

2708

1976

2026

*voor huishoudens met huur of lopende hypotheek **alle huishoudens χ² test: a: p<.0001 voor 2004; b: p<.0001 voor 2005 Bron: SILC 2004/2005

Verder stellen we vast (tabel 3.29) dat er geen significant verschil bestaat tussen sociale en private huurders wat het niet kunnen betalen van woonuitgaven betreft. Deze bevinding sluit aan bij het resultaat van de subjectieve betaalbaarheidsindicator.

48

Tabel 3.29: Niet kunnen betalen van huur en uitgaven voor nutsvoorzieningen, huurders, Vlaams Gewest, 2004/2005 Is het gedurende Private huurder Sociale huurder Totaal huurder de voorbij 12 maanden voorgekomen dat uw huishouden de … niet tijdig kon 2004 2005 2004 2005 2004 2005 betalen? Huur Ja 5,7 3,5 8,6 5,0 6,3 3,8 Nee 94,3 96,5 91,4 95,0 93,7 96,2 N ongewogen 571 504 Rekeningen van nutsvoorzieningen Ja 7,0 7,1 Nee 93,0 92,9

160

156

731

663

11,2 88,8

9,2 90,8

7,9 92,1

7,6 92,4

N ongewogen

151

155

711

654

560

499

χ² test: geen significante verschillen voor 2004 en 2005 Bron: SILC 2004/2005

Van de Belgische huurders die in 2005 aangeven de huur het afgelopen jaar minstens één keer niet (tijdig) betaald te hebben, heeft 6,5% een deurwaarder over de vloer gekregen of werd verplicht te verhuizen. Dit komt neer op 25 huurders op 1000. Tussen de gewesten bestaan er op dit vlak geen significante verschillen, mogelijk omwille van het kleine aantal observaties (n=119). Tabel 3.30: Deurwaarder langs geweest of verplicht geweest te verhuizen, voor huurders die aangeven huur niet (tijdig) betaald te hebben, naar gewest, België, 2005 Deurwaarder langs Vlaams Waalse Gewest Brussels België geweest of verplicht Gewest (2) Hoofdstedelijk geweest te (1) gewest verhuizen (3) Huurders die afgelopen 12 maanden huur niet (tijdig) konden betalen Ja 7,8 8,6 3,5 Nee 92,2 91,4 96,5

6,5 93,5

N ongewogen

119

28

39

52

Bron: SILC 2005 χ² test: geen significant verschil

Van de Belgische huishoudens die in 2005 aangeven dat ze minstens één keer de rekening voor gas, elektriciteit of water niet (op tijd) betaald hebben, is bij 5% een gelimiteerd verbruik opgelegd door de leverancier (tabel 3.31). Bij een andere 5% is een volledige afsluiting doorgevoerd. Voor Vlaanderen bedragen deze aandelen resp. 3,9% en 4,4%. Dit betekent dat van alle Vlaamse huishoudens 0,12% een gelimiteerd verbruik werd opgelegd voor gas, elektriciteit of water; en dat het aandeel dat werd afgesloten van

49

één van de genoemde voorzieningen 0,14% bedraagt. Tussen de gewesten zijn de verschillen wederom niet significant. Tabel 3.31: Afsluiting doorgevoerd of gelimiteerd verbruik opgelegd voor elektriciteit/gas/water, voor huishoudens die aangeven niet (tijdig) de rekeningen voor elektriciteit/gas/water betaald te hebben, % naar gewest, België, 2005 Afsluiting Vlaams Waalse Gewest Brussels België doorgevoerd of Gewest (2) Hoofdstedelijk gelimiteerd verbruik (1) gewest opgelegd voor (3) elektriciteit, gas of water Nooit 91,8 89,5 85,1 89,4 Enkel gelimiteerd 3,9 5,5 6,6 5,2 verbruik Afsluiting 4,4 5,0 8,3 5,4 doorgevoerd 100 100 100 100 N ongewogen

80

135

63

278

Bron: SILC 2005 χ² test: geen significant verschil

5. Conclusie Deze studie bevat een analyse van de woonsituatie in Vlaanderen a.d.h.v de EU SILC golven 2004 en 2005, met een focus op de vergelijking tussen de gewesten in België. Verder werd er stilgestaan bij de bruikbaarheid en kwaliteit van de SILC-data om de verschillende aspecten van wonen in kaart te brengen en werden de belangrijkste resultaten voor Vlaanderen vergeleken met de cijfers op basis van de Woonsurvey 2005. Een eerste voorname beperking van de SILC situeert zich op vlak van de representativiteit van de steekproef en de wegingsprocedure. De steekproeven van de SILC 2004 en 2005 kennen immers een lage respons (minder dan 50%), wat ervoor zorgt dat de kans groot is dat er vertekeningen optreden voor bepaalde bevolkingskenmerken. Bepaalde groepen zijn immers minder geneigd om mee te werken aan surveys of zijn minder makkelijk bereikbaar. Om voor deze (waarschijnlijke) vertekeningen te corrigeren werd een uitgebreide wegingsprocedure uitgewerkt. Zo werden de steekproeven gecorrigeerd voor populatiegegevens (uit het Rijksregister) over het geslacht, de leeftijd en de gezinsgrootte. Ondanks deze inspanningen hebben we aangetoond dat er in de steekproeven van 2004 en 2005 een sterke scheeftrekking bestaat voor het huishoudtype. Ook voor het eigendomsstatuut bestaat er meer dan waarschijnlijk een vertekening. Voor dit kenmerk is immers niet gewogen met populatiegegevens. Bovendien wijkt het aandeel eigenaars in Vlaanderen op basis van de SILC 2005 (71,3%) sterk af van het aandeel op basis van de meer betrouwbare - omwille van hogere reespons en grotere steekproef – Woonsurvey 2005 (74,4%). De SILC lijkt ons hierom geen geschikt instrument om de evolutie van het eigenaarschap in Vlaanderen te monitoren. 50

Een andere methodologische beperking betreft de verschillende referentieperiodes van bepaalde uitgavenposten en het inkomen. In de SILC worden de respondenten gevraagd naar hun inkomenssituatie in het jaar vóór het enquêtejaar, terwijl de huurprijs, de uitgaven voor nutsvoorzieningen en andere uitgavenposten (onroerende voorheffing, onderhoud, …) een doorsnee maand in het enquêtejaar als referentieperiode kennen. Om deze reden is het niet mogelijk om op basis van de SILC een betaalbaarheidsanalyse voor de huursector uit te werken aan de hand van de courante methoden (woonquote en equivalent resterend inkomen). Een betaalbaarheidsanalyse voor de afbetalende eigenaar is wél mogelijk, aangezien de bevraagde afbetalingssom net als het inkomen betrekking heeft op het kalenderjaar vóór het enquêtejaar. Ondanks deze beperkingen bevat de SILC heel wat informatie over de woonsituatie van de Belgische huishoudens. Een belangrijk voordeel van de SILC is dat ze – in tegenstelling tot de Woonsurvey – een vergelijking toelaat tussen de gewesten in België en indien gewenst ook een vergelijking van België/Vlaanderen met andere EU-landen voor tal van woonaspecten. Verder blijkt ook – het aandeel eigenaars niet te na gesproken – dat de voornaamste woonindicatoren voor Vlaanderen op basis van de SILC een resultaat kennen dat zeer sterk aanleunt bij de cijfers op basis van de Woonsurvey. Voor geen enkele belangrijke indicator (woonuitgaven of betaalbaarheid) viel het resultaat op basis van de SILC buiten het 95%-betrouwbaarheidsinterval van het resultaat volgens de Woonsurvey. De analyse heeft in de eerste plaats duidelijk gemaakt dat de woonsituatie voor tal van aspecten zeer sterk verschilt tussen de gewesten in België. Zo ligt anno 2005 het aandeel eigenaars in Vlaanderen (71% volgens SILC, 74% volgens Woonsurvey) een pak hoger dan in Wallonië (67%) en Brussel (39%). Verder zijn er relatief gezien veel meer eengezinswoningen in Vlaanderen (79%) en Wallonië (83%) dan in Brussel (22%). Woningen in Vlaanderen en Wallonië blijken verder beter uitgerust op vlak van sanitair (bad/douche, toilet) dan woningen in Brussel. Het aandeel woningen met centrale verwarming ligt dan weer opvallend laag in Wallonië. Bovendien komen problemen met vocht of te weinig lichtinval veel frequenter voor in Wallonië en Brussel dan in Vlaanderen. Buurtproblemen zoals buurtlawaai, vervuiling en vandalisme worden door meer dan één derde van de Brussels huishoudens opgegeven. De frequentie van deze buurtproblemen ligt veel lager in Vlaanderen. De gemiddelde huurprijs ligt anno 2005 significant hoger in Brussel (448 euro) dan in de andere gewesten en significant lager in het Waalse (337 euro) dan het Vlaamse gewest (390 euro). Opvallend is dat de gemiddelde huur van een sociale woning lager ligt in Wallonië dan in Vlaanderen en Brussel. Ook de bruto woonuitgaven van eigenaars met hypotheek (kapitaalaflossing en interest) vallen gemiddeld hoger uit in Brussel (672 euro) dan in de andere gewesten, wat uiteraard een gevolg is van de (veel) hogere woningprijzen in Brussel. Wat de betaalbaarheid in de eigendomssector betreft, oogt de situatie voor de drie gewesten het best in Vlaanderen. De eigenaars met hypotheek in Vlaanderen kennen de laagste gemiddeld woonquote (20%), het laagste aandeel dat boven de 30%-norm valt (14%) en het hoogste resterend inkomen van de drie gewesten. Ook geven relatief weinig Vlaamse eigenaars aan dat ze de woonuitgaven als een last beschouwen. 51

Door hun lagere besteedbaar inkomen kennen Waalse eigenaars gemiddeld een lager (equivalent) resterend inkomen dan in Vlaanderen. De Brusselse eigenaars kennen – omwille van hun hogere woonuitgaven – een relatief hoge gemiddelde woonquote (26%). Omdat de Brussels gezinnen over het algemeen echter kleiner zijn (meer alleenstaanden) ligt het ERI van de eigenaars (met hypotheek) significant hoger dan in Vlaanderen (1499 versus 1437 euro). Deze uitkomst toont duidelijk aan dat de samenstelling naar huishoudtype een belangrijke rol speelt bij de interpretatie van de betaalbaarheidindicatoren. Tot slot blijkt dat veel meer Brusselse en Waalse dan Vlaamse huishoudens de woonuitgaven als een ‘zware last’ beschouwen. Voor Brussel en Wallonië bedraagt dit aandeel maar liefst 49%, voor Vlaanderen 18%. Ook geeft men in Brussel en Wallonië relatief meer aan dat men het afgelopen jaar de vaste of bijkomende woonuitgaven niet (tijdig) kon betalen. Naast de vergelijking tussen de gewesten werd er ook een meer diepgaande analyse uitgevoerd van de situatie in Vlaanderen, met een nadruk op de vergelijking naar eigendomsstatuut en type huurder. Deze analyse bevestigde grotendeels de resultaten van de studies gebaseerd op de Woonsurvey 2005. Een meerwaarde van de SILC t.o.v de Woonsurvey is dat er voor elke uitgavenpost gerelateerd aan wonen gegevens beschikbaar zijn. Zo weten we dat anno 2005 negen op tien huurders een basisverzekering (voor brand en andere gevaren) heeft afgestoten aan gemiddeld 23 euro per maand. Daarentegen heeft nagenoeg elke eigenaar een basisverzekering afgesloten voor gemiddeld 34 euro per maand. Van de Vlaamse huishoudens die aangaven de rekening voor gas, water of elektriciteit niet tijdig betaald te hebben, werd 4% een gelimiteerd verbruik opgelegd en werd een andere 4% afgesloten door de leverancier. Voor Vlaanderen gaat het respectievelijk om 12 en 14 gezinnen op duizend.

52

Bibliografie Agresti A. & Finlay B. (1986), Statistical Methods for the Social Sciences, Dellen Publishing Company, San Francisco. Bauwens E., Geenens G., Lusyne P., Truwant V. & K. Van den Bosch (2005), ‘EU-SILC: een nieuw Europees instrument ter ondersteuning van de strijd tegen armoede’, uit Vranken J., De Boyser K., Dierckx D. (red.) Armoede en Sociale Uitsluiting Jaarboek 2005, Acco Leuven/Voorburg, p. 307-315 Billiet J. & Waege H. (eds.) (2005), Een samenleving onderzocht. Methoden en technieken van sociaal-wetenschappelijk onderzoek, De Boeck, Antwerpen De Decker P. (2007), ‘Is wonen niet altijd te duur?’, Ruimte en Planning, 1/2007 De Decker P., Heylen K. & I. Pannecoucke (2008), Wat huishoudens overhouden na het betalen van hun woonuitgaven, 1985-2005, Steunpunt Ruimte en Wonen, in opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Afdeling Woonbeleid, Brussel. De Heus P., van der Leeden R. & Gazendam B. (2006), Toegepaste data-analyse, technieken voor niet-experimenteel onderzoek in de sociale wetenschappen, Reed Business Information, ’s-Gravenhage. De Keersmaecker, M.-L. (2006), Observatiecentrum van de huurprijzen 2005, Gewestelijk Observatorium voor de Huisvesting. Brussel. FOD Economie, Algemene Directie Statistiek (2006), Persbericht, EU-SILC 2004. De Statistiek naar inkomens- en levensomstandigheden. Resultaten van de SILC-enquête 2004. [http://statbel.fgov.be/press/pr085_nl.pdf] FOD Economie, Algemene Directie Statistiek (2008), Verkopen van onroerende goederen 2005 [www.statbel.fgov.be]. Haffner M. & K. Heylen (2008), Betaalbaarheid van het wonen in Vlaanderen en Nederland. Steunpunt Ruimte en Wonen, in opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Afdeling Woonbeleid, Brussel. Hancock K.E. (1993), ''Can pay? Won't pay?' or Economic Principles of 'Affordability' ', Urban Studies, vol. 30, nr. 1, p. 127-145. Hemerijck A. (2002), The Self-Transformation of the European Social Model(s), in: Esping-Anderson G. (ed.), Why we need a new Welfare State, Oxford University Press, p. 173-213 Heylen K, Le Roy M., Vanden Broucke S., Vandekerckhove B., en Winters S. (2007), Wonen in Vlaanderen. De resultaten van de Woonsurvey 2005 en de Uitwendige Woningschouwing 2005, Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Departement RWO, Afdeling Woonbeleid, Brussel.

53

Hulchanski D.J. (1995), 'The Concept of Housing Affordability: Six Contemporary Uses of the Housing Expenditure-to-Income Ratio', Housing Studies, vol. 10, nr. 4, p. 471-491. Le Roy M. & B. Vandekerckhove (2008), Onderzoek naar de woningmarktsegmenten, Steunpunt Ruimte en Wonen, in opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Afdeling Woonbeleid, Brussel. Maes C., Loosveldt G. & J. Welkenhuysen-Gybels (2000), Basisconcepten van de kanstheorie en de inductieve statistiek. Acco Leuven/Leusden Pannecoucke I., Geurts V., Van Dam R., De Decker P., Goossens L. & Cantillon B. (2001), Profiel van de sociale huurder en subjectieve beleving van de realisaties van de sociale huisvesting, OASeS en CSB, Universiteit Antwerpen. Stone M.E. (2006), 'What is Housing Affordability? The Case for the Residual Income Approach', Housing Policy Debate, vol. 17, nr. 1, p. 151-184. Vanderhoeft C., Museux, J.-M. & E. Waeytens (2000), ‘g-Design and g-Calib-S: SPSS modules for Generalised Calibration’, The Survey Statistician. Nr. 43 Whitehead C. (1991), 'From Need to Affordability: An Analysis of the UK Housing Objectives', Urban Studies, Vol. 28, nr. 6, p. 871-887. Winters S., Buyst E., Delbeke J., Heremans F., Heylen K. Tratsaert K. & B. Vandekerckhove (2007), Een meetintrument voor het Vlaamse woonbeleid. Steunpunt Ruimte en Wonen, in opdracht van het Ministerie van de Vlaamse Gemeenschap, Afdeling Woonbeleid, Brussel.

54