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

Transcriptie

1 Woonsituatie in Vlaanderen: mogelijkheden en gegevens van de EU-SILC Auteurs: Kristof Heylen Sien Winters Januari 2009

2 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

3 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

4 huishoudtype een belangrijke rol speelt bij de interpretatie van de betaalbaarheidindicatoren. 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

5 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 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 ( 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

6 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 respons 1 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

7 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 7

8 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 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 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 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 In een volgende stap werd dit gewicht van 2004 gedeeld (weight sharing) met de SILC 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 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 We stellen voor beide ongewogen steekproeven vast dat de verdeling naar huishoudtype sterk 8

9 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 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 Voor de koppels zonder kind wordt de oververtegenwoordiging licht gecorrigeerd door de weegfactor, zowel voor 2004 als 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

10 Tabel 2.1 Huishoudtype*: vergelijking SILC populatiegegevens uit Rijksregister (in %), Vlaams Gewest SILC 2004 SILC 2005 Rijksregister gegevens 1/1/2003** Ongewogen Ongewogen Gewogen N=2725 N=2726 Gewogen Alleenstaande 28,4 23,6 28,4 22,5 29,9 Éénoudergezin (zonder inwonende 7,1 4,4 3,7 4,2 3,8 anderen) Koppel zonder kind (+ eventueel andere 28,6 37,5 36,2 37,9 34,6 inwonende personen) Koppel met kind(eren) (+eventueel andere 33,8 29,5 26,7 29,4 26,0 inwonende personen) Alle andere huishoudtypes 2,1 5,0 5,0 5,9 5,7 Totaal huishoudens *Enkel private huishoudens. **Bron: Lodewijckx (2004) χ²=250; df=5; p<.001 χ²=248; df=5; p<.001 χ²=354; df=5; p<.001 χ²=294; df=5; p<.001 Tabel 2.2 toont de vergelijking inzake leeftijdsverdeling in Vlaanderen tussen de populatiegegevens (Rijksregister) en de steekproeven van de SILC 2004 en De meest recente gegevens over de leeftijdsverdeling die door de FOD Economie worden ter beschikking gesteld dateren van 1 januari 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, jaar, 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 jaar is significant oververtegenwoordigd in de SILC, zowel in 2004 als in 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

11 Tabel 2.2: Leeftijdsverdeling: vergelijking SILC populatiegegevens uit Rijksregister (in %), Vlaams Gewest Rijksregister gegevens voor Vlaams Gewest 1/1/2001* Ongewogen N=5091 SILC 2004 SILC 2005 Gewogen Ongewogen N=5173 Gewogen jaar 71,2 73,9 72,3 73,1 72, jaar 6,9 6,6 6,4 7,4 6,8 65 jaar en ouder 21,9 19,5 21,3 19,5 21,0 Totaal (personen van 20 en ouder) χ²=19,0; df=2; p<.001 *Bron: FOD Economie Algemene Directie Statistiek (2008) χ²=3,56; df=2; p=0,17 χ²=18,1; df=2; p<.001 χ²=2,67; df=2; p=0, 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

12 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

13 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

14 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

15 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 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 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 2004 SILC 2005 tweede maal bevraagd Gemiddeld besteedbaar inkomen N ongewogen 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

16 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

17 De keuze van de teststatistiek is afhankelijk van het meetniveau 3 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 test 4 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 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. 4 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

18 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 Deze bevindingen zijn immers de meest recente en laten een vergelijking toe met de cijfers afkomstig van de Woonsurvey 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 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 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 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 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

19 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 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 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 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 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

20 Tabel 3.1: Eigendomsstatuut naar gewest, gewogen en ongewogen resultaten, België, 2004/2005 Vlaams Gewest Waalse Gewest Brussels België Gewogen resultaten Hoofdstedelijk Gewest 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 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 beschikking 1,2 1,2 2,5 2,5 3,2 3,0 1,8 1, N ongewogen Bron: SILC Eigendomsstatuut: socio-economisch en demografisch profiel Tabel 3.2 toont ons de socio-economische en demografische samenstelling van de verschillende woningmarktsectoren in Vlaanderen anno 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