GROTE WOONONDERZOEK 2013 Deel 1. Methodologische toelichting. Lieve Vanderstraeten & Kristof Heylen

GROTE WOONONDERZOEK 2013 Deel 1. Methodologische toelichting Lieve Vanderstraeten & Kristof Heylen

GROTE WOONONDERZOEK 2013 Deel 1. Methodologische toelichting Lieve Vanderstraeten & Kristof Heylen Projectleiding: Michael Ryckewaert & Sien Winters Leuven, maart 2015

Het Steunpunt Wonen is een samenwerkingsverband van de KU Leuven, de Universiteit Hasselt, de Universiteit Antwerpen en de Afdeling OTB Onderzoek voor de gebouwde omgeving van de TUD (Nederland). Binnen het Steunpunt verzamelen onderzoekers van verschillende wetenschappelijke disciplines objectieve gegevens over de woningmarkt en het woonbeleid. Via gedegen wetenschappelijke analyses wensen de onderzoekers bij te dragen tot een langetermijnvisie op het Vlaamse woonbeleid. Het Steunpunt Wonen wordt gefinancierd door de Vlaamse overheid, binnen het programma Steunpunten voor Beleidsrelevant Onderzoek 2012-2015. Gelieve naar deze publicatie te verwijzen als volgt: Vanderstraeten L. & Heylen K. (2015), Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting, Gelieve naar Steunpunt deze publicatie Wonen, te Leuven, verwijzen 45 p. als volgt: typ de bibliografische referentie van de publicatie Voor meer informatie over deze publicatie lieve.vanderstraeten@ees.kuleuven.be; kristof.heylen@kuleuven.be Voor meer informatie over deze publicatie typ e-mailadres(sen) van de corresponding authors In deze publicatie wordt de mening van de auteur weergegeven en niet die van de Vlaamse overheid. De Vlaamse overheid is niet aansprakelijk voor het gebruik dat kan worden gemaakt van de opgenomen gegevens. D/2015/4718/2 D/typ het jaartal/4718/typ ISBN 9789055505562 het depotnummer ISBN typ het ISBN nummer 2015 typ het STEUNPUNT jaartal WONEN STEUNPUNT WONEN Niets uit deze uitgave mag worden verveelvuldigd en/of en/of openbaar gemaakt door door middel middel van van druk, druk, fotocopie, fotocopie, microfilm microfilm op of op welke andere wijze ook, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van de uitgever. No part of this book may be reproduced in any form, by mimeograph, film or any other means, without permission in writing from the publisher. p.a. Secretariaat Steunpunt Wonen HIVA - Onderzoeksinstituut voor Arbeid en Samenleving Parkstraat 47 bus 5300, BE 3000 Leuven Dit Deze rapport publicatie is ook is ook beschikbaar via via www.steunpuntwonen.be

Inhoud Inleiding 6 1. Populatieverdeling, steekproefdesign en weegvariabele 7 1.1 Korte toelichting bij steekproefdesign en respons 7 1.1.1 Steekproefdesign 7 1.1.2 Respons 8 1.2 Non responsanalyse 9 1.2.1 Non responsanalyse van de huishoudkenmerken 9 1.2.2 Non responsanalyse van het woningtype 10 1.2.3 Non responsanalyse in ruimtelijk perspectief 11 1.3 Constructie weegvariabelen 17 1.3.1 Gekozen populatiegegevens 17 1.3.2 Samenstelling weegvariabele dataset vragenlijst 20 1.3.3 Samenstelling weegvariabele dataset woningopnames 20 1.3.4 Verdeling en grootte van de weegvariabelen voor de datasets van de vragenlijst en de woningopnames 21 1.4 Representativiteit van de gewogen steekproeven 22 1.5 Profilering van de dataset van de woningopnames versus de dataset van de vragenlijst 25 1.6 Te onthouden voor de interpretatie van de resultaten 28 2. Statistische verwerking 29 2.1 Significantietesten en betrouwbaarheidsintervallen 29 2.2 Univariate, bivariate en multivariate analyses 29 3. Toelichting bij de extra toegevoegde (samengestelde) variabelen 31 3.1 Opmaak variabelen over huishoudkenmerken 31 3.2 Samenstelling kwaliteits en comfortindicatoren 33 3.2.1 Indicator van de technische woningkwaliteit 33 3.2.2 Synthese index fysische staat van de woning 33 3.2.3 Comfortindicator 35 3.3 Toelichting bij de ruimtelijke variabelen 35 3.3.1 Bestaande administratieve en beleidsrelevante ruimtelijke indelingen 35 3.3.2 Constructie van de samengestelde ruimtelijke variabele 37 Bijlagen 39 Bibliografie 45 Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting v

Inleiding In dit deel van de studie staan we stil bij enkele methodologische aspecten van het Grote Woononderzoek 2013. Dit onderzoek bestaat uit twee luiken: een bevraging over de woonsituatie van de Vlaamse gezinnen bij een steekproef van circa 10 000 eenheden en een technische woningopname bij de helft van deze steekproef. Beide steekproeven zijn representatief voor de Vlaamse huishoudens. Het design van de steekproef van de bevraging is zodanig opgevat dat er ook analyses mogelijk zijn op het niveau van de centrumsteden en de sociale huisvesting. Het veldwerk van het GWO werd uitgevoerd door het onderzoeksbureau Ipsos. De enquêteurs van Ipsos kregen hiervoor een uitgebreide opleiding door het Steunpunt Wonen (HIVA KU Leuven) en SumResearch in samenwerking met Ipsos. Er waren ook uitgebreide controle en bijsturingsprocedures om de datakwaliteit te verzekeren. Voor een uitgebreide toelichting bij het veldwerk verwijzen we naar Heylen et al. (2015), voor een uitgebreide toelichting van de kwaliteitscontroles naar Vanderstraeten & Ryckewaert (2015). De bevraging uit het Grote Woononderzoek betreft vele, verschillende aspecten van de woonsituatie. De output hiervan laat toe om analyses uit te voeren over uiteenlopende thema s gerelateerd aan wonen. De in en uitwendige woningopname leveren daarnaast een zeer gedetailleerd beeld van de woningkenmerken, fysische staat en kwaliteit van de woning. Voor het eerst is er daarmee in Vlaanderen objectieve informatie beschikbaar over de inwendige toestand van een groot representatief staal van woningen. Dit rapport heeft tot doel de methodologische aspecten van de data analyse te beschrijven. Dit is van belang voor de gebruikers van de dataset, maar verschaft ook nadere duiding bij de resultaten die worden gepubliceerd in de afzonderlijke rapporten. In het eerste hoofdstuk staan we stil bij de uitwerking van de steekproef, de respons, de non responsanalyse, de samenstelling van de weegvariabele, de representativiteit van de gewogen steekproef en de te onthouden elementen voor de interpretatie van de resultaten. De weging van de steekproef is cruciaal aangezien in het steekproefdesign van de vragenlijst voor bepaalde delen van de bevolking (de centrumsteden en de sociale huisvesting) een grotere steekproeftrekkingskans was vooropgesteld dan voor andere delen. Bovendien zijn bepaalde maatschappelijke groepen minder snel geneigd om mee te werken aan sociaalwetenschappelijk onderzoek. Ook voor deze scheeftrekking dient gecorrigeerd te worden met een weegfactor. In een tweede hoofdstuk staan we stil bij de statistische verwerking van de data. Hoofdstuk drie handelt vervolgens over de samenstelling van de achtergrondvariabelen, die cruciaal zijn in het kader van sociaalwetenschappelijk onderzoek, de indicatoren van de woningkwaliteit en de ruimtelijke indelingsvariabelen. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 6

1. Populatieverdeling, steekproefdesign en weegvariabele 1.1 Korte toelichting bij steekproefdesign en respons 1.1.1 Steekproefdesign De steekproef van het Grote Woononderzoek is op toevalsbasis, op een gefaseerde manier getrokken uit het rijksregister. De centrale onderzoekseenheid is de woning en daaraan gekoppeld het huishouden dat er in woont. Alleen de referentiepersoon van het huishouden werd bevraagd. Dit heeft tot gevolg dat enkel bewoonde woningen werden opgenomen in de steekproef. Het onderzoek, de resultaten en de uitspraken die op basis daarvan worden gedaan, hebben dus enkel betrekking op het bewoonde deel van de woningvoorraad. Langdurig leegstaande woningen, tweede verblijven, studentenkamers, woningen bewoond door personen zonder legaal verblijfstatuut, enz. zijn dus niet in het onderzoek opgenomen. De vooropgestelde nettosteekproef kent een omvang van 10 000 eenheden. Uiteindelijk werden er effectief 10 013 referentiepersonen bevraagd. De brutosteekproef is de steekproef inclusief de non respons en de niet inzetbare adressen en is bijgevolg een stuk groter. De steekproeftrekking gebeurde in twee fasen. In een eerste fase werd een steekproef getrokken van gemeenten. De kans om geselecteerd te worden is hierbij evenredig aan het bevolkingsaantal van de gemeente. De steekproef gebeurde met teruglegging, waardoor sommige (grotere) gemeenten meerdere keren konden getrokken worden. Uit deze gemeenten werd dan een steekproef getrokken van referentiepersonen. Het ging daarbij telkens om clusters van 15 adressen. De steekproef bestaat daarnaast uit meerdere delen. De basissteekproef werd uitgevoerd op niveau van Vlaanderen en bevat netto 6 786 eenheden. Dit aantal was vooropgesteld om netto minimaal 380 sociale huurders te verkrijgen in de steekproef. Hun populatieaandeel wordt immers geschat op 5,6%. De brutosteekproef bedroeg 16 125 eenheden (of 1 075 clusters), aangezien we uitgingen van een minimaal te verwachten respons van circa 42%. De EU SILC een vergelijkbare bevraging kent in België immers een respons die niet hoger ligt dan 50%, zonder dat er een uitgebreide woningopname plaatsvindt. Er werden vervolgens op toevalsbasis reserveclusters aangeduid, berekend op een respons van 55%. Aanvullend werd per centrumstad een extra toevalssteekproef getrokken (van clusters), opdat elk van de 13 centrumsteden netto 380 eenheden zou kennen. Voor Antwerpen was deze ophoging niet nodig aangezien er voor deze stad reeds 1 425 eenheden in de basissteekproef zaten. In de brutosteekproef heeft (op Antwerpen na) elke centrumstad 885 eenheden (of 59 clusters). Ook hier werd een zekerheid ingebouwd door uit te gaan van een minimale respons van circa 43% en werden er reserveclusters aangeduid op basis van een respons van 55%. In totaal leidde onze benadering tot een bruto steekproefaantal van 23 895 referentiepersonen of 1 593 clusters. De grote lijnen van dit design werden reeds uitgewerkt in het verkennende rapport van het Steunpunt Ruimte en Wonen (Heylen et al., 2010). Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 7

Er werd voor de steekproef uit het rijksregister een aanvraagprocedure opgestart via de privacycommissie. Na goedkeuring werd een lijst ter beschikking gesteld door de FOD Binnenlandse Zaken (AD Instellingen en Bevolking) van 23 895 adressen, met naam, geslacht en geboortedatum van de referentiepersoon. Begin juli 2013 zijn Ipsos en het kabinet Wonen overeengekomen om de steekproef van de woningopnames te reduceren van 10 000 naar 5 000 opnames. Hierbij heeft men ook beslist dat de representativiteit van 380 opnames per centrumstad niet meer wordt nagestreefd, maar dat de representativiteit van de sociale huurders wel behouden blijft. Naar aanleiding van deze reductie heeft het Steunpunt een nieuwe ruimtelijke spreiding voorgesteld aan Ipsos. Het vertrekpunt waren de reeds afgeronde woningopnames op 10 juli 2013. In totaal waren er op dat ogenblik 4 306 opnames uitgevoerd. Uiteindelijk werd er bij 5 002 respondenten van de vragenlijst ook een woningopname uitgevoerd. Bij 5 011 respondenten werd enkel de vragenlijst afgenomen. 1.1.2 Respons Voor de face to face bevragingen werd een responsgraad behaald van 58%. Dit betekent dat van de bruikbare adressen 58% heeft meegewerkt aan het onderzoek. Voor aanvang van de studie hadden we een responsgraad van 60% vooropgesteld omdat dit de aanvaarde norm is voor sociaalwetenschappelijk onderzoek. Deze norm werd net niet gehaald, maar het resultaat is bevredigend. Voor de dataset van de woningopnames werd geen responsgraad berekend door het onderzoeksbureau. Uit het technisch rapport van Ipsos blijkt dat 18% van de potentiële respondenten (van de bruikbare adressen) expliciet weigerde om mee te werken aan het onderzoek. Circa 8% weigerde om mee te werken via een uitvlucht. Daarnaast kon 10% thuis niet aangetroffen worden, ondanks een minimum van 4 persoonlijke bezoeken door de enquêteur waarvan minstens één bezoek na 18 uur en minstens één bezoek in het weekend. De reden van de weigering werd steeds genoteerd door de enquêteurs. Bij 40% was geen interesse de reden om niet te participeren, terwijl 24% aangaf geen tijd te hebben. Verder gaf 12% aan dat men de studie als een schending van de privacy zag of dat men geen persoonlijke informatie mee wilde delen. Ook gaf 10% expliciet aan dat men niet wilde dat de woning werd geïnspecteerd. Het opzet van de woningopname heeft dus een temperende impact gehad op de responsgraad, zij het in beperkte mate. Ook bleek er een algemeen scepticisme te bestaan t.o.v. survey onderzoek. Zo gaf 8% aan nooit mee te doen aan onderzoeken, 7% dat het tijdverspilling is, terwijl een andere 4% er niet in gelooft. De respons (bij de vragenlijst) bleek duidelijk groter in West Vlaanderen en Limburg (beide 61%) dan in Vlaams Brabant (55%) en Oost Vlaanderen (54%). Antwerpen heeft op dit vlak een middenpositie, met 59%. In Vlaams Brabant bleek een groter aandeel niet thuis terwijl in Oost Vlaanderen relatief veel mensen hebben geweigerd via een uitvlucht. De responsgraad varieert ook relatief sterk tussen de centrumsteden. In Aalst (52%) en Mechelen (53%) lag de respons het laagst, terwijl deze het hoogste was in Kortrijk (63%) en Roeselare (64%). De regionale verschillen worden niet enkel veroorzaakt door de kenmerken van de kandidaat respondenten, maar ook door de vaardigheden van de enquêteurs die in de verschillende regio s actief zijn. Wat de leeftijd betreft, zijn het vooral de jongere leeftijdsgroepen waar de respons lager is. Van de groep 18 24 heeft maar 34% meegewerkt, van de groep 25 34 jaar 50% en van de groep 35 44 jaar 55%. Bij de groepen boven 45 jaar ligt de respons op circa 63%. Wel is er nog een terugval bij de Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 8

oudste groep van 85 jaar en meer (53%). Het aandeel van de jongere groepen dat niet thuis bleek, is aanzienlijk groter. Tot slot bleek de jongste groep (18 24 jaar) een opmerkelijk hoog aandeel expliciete weigeringen te bevatten (26% tegenover 18% algemeen). Deze onvolledige realisatiegraden van de brutosteekproef en het steekproefdesign van zowel de dataset van de face to face bevragingen als de dataset van de woningopnames vragen om een weging zodat uitspraken kunnen worden gedaan voor de gehele populatie van het Vlaamse Gewest. Bij een weging krijgen verschillende groepen respondenten een verschillend gewicht, op basis van hun over of ondervertegenwoordiging in de nettosteekproef. 1.2 Non responsanalyse Bij deze non responsanalyse bestuderen we de verdeling van de leeftijd van de referentiepersonen, het huishoudtype en woningtype in de steekproef van het GWO (deel vragenlijst + deel woningopname) en kijken we in welke mate de ongewogen verdeling ervan afwijkt van de populatieverdeling. Ook in ruimtelijk perspectief wordt de non respons geanalyseerd. 1.2.1 Non responsanalyse van de huishoudkenmerken Tabel 1 toont de verdeling van de leeftijdsklassen in het Grote Woononderzoek 2013 voor de ongewogen steekproef van de vragenlijst en de steekproef van de woningopnames en de verdeling in de bevolking volgens administratieve cijfers (ADSEI, FOD Economie). Voor de steekproef van de vragenlijst blijkt vooral de leeftijdsklasse van 50 tot 64 jaar oververtegenwoordigd en de klasse 80 plussers ondervertegenwoordigd. De verdeling voor de steekproef van de woningopnames ligt anders, maar ook hier zijn de leeftijdsklasse van 50 tot 64 jaar oververtegenwoordigd en de klasse 80 plussers ondervertegenwoordigd. Daarnaast valt in deze steekproefverdeling op dat de klasse van 35 49 jarigen ondervertegenwoordigd is. Door deze, weliswaar lichte, scheeftrekkingen van de verdeling van de leeftijdsklasse door de non respons, is beslist om deze variabele op te nemen bij de berekening van de gecombineerde weegfactor. Tabel 1 Verdeling van leeftijdsklasse van de referentiepersoon van het huishouden (%), vergelijking GWO en populatie, Vlaanderen Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2013 18 34 16,4 14,7 15,7 35 49 27,2 25,2 27,7 50 64 31,7 33,7 28,1 65 79 19,4 20,3 19,7 80 en meer 5,4 6,1 8,8 Totaal 100,0 100,0 100,0 Bron: Grote Woononderzoek 2013, Woonsurvey 2005, ADSEI In tabel 2 zien we verdeling van het huishoudtype volgens de LIPRO typologie, voor het GWO, maar ook de Woonsurvey 2005 en de populatie (volgens gegevens van het Rijksregister). In 2003 waren er circa 28% alleenstaanden in Vlaanderen. Dit aandeel steeg naar bijna 30% in 2007. Ook het aandeel eenoudergezinnen bleek toegenomen, van 7,1% naar 8%, terwijl het aandeel koppels met kind Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 9

afneemt. Meer recentere gegevens waren niet voorhanden voor deze typologie op het ogenblik van de constructie van de weegfactor. In het GWO komen in beide steekproeven echter slechts 17% alleenstaanden voor en 6,7% eenoudergezinnen. Vooral het aandeel koppels met kind en andere gezinstypes blijkt oververtegenwoordigd te zijn in de steekproef van de vragenlijst. Voor de steekproef van de woningopname zijn het aandeel koppel zonder kind en andere gezinstypes voornamelijk oververtegenwoordigd. In de Woonsurvey lag het percentage alleenstaanden en eenoudergezinnen nog op resp. 25,8% en 7,2%. Uit tabel 2 blijkt dat het lagere aandeel alleenstaanden in het GWO 2013 dan in de Woonsurvey 2005 niet meteen een weerspiegeling is van de tendens in de populatie. We missen echter recente populatiegegevens voor de verdeling van het huishoudtype op het ogenblik van de constructie van de weegfactor. We trachten dit op te vangen door te werken met de grootte van de huishoudens. Tabel 2 Verdeling van het huishoudtype (%), vergelijking GWO met Woonsurvey 2005 en populatie, Vlaanderen Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Woonsurvey 2005 Populatie 2007 Populatie 2003 Alleenstaande 17,0 17,2 25,8 29,6 28,4 Eenoudergezin 6,7 6,6 7,2 8,0 7,1 Koppel zonder kind 33,3 35,7 31,8 28,9 28,6 Koppel met kind 37,6 35,6 33,9 32,0 33,8 Andere 5,4 5,0 1,4 1,4 2,1 Totaal 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 Bron: Grote Woononderzoek 2013, Woonsurvey 2005 (gewogen resultaat), Lodewijckx (2004), Lodewijckx (2008) Tabel 3 toont de verdeling van de grootte van het huishouden in de steekproeven van het GWO 2013 en de populatie anno 2013. We stellen vast dat er voornamelijk voor de eenpersoonshuishoudens een discrepantie bestaat tussen beide verdelingen wat overeenstemt met het hoger besproken lage aandeel alleenstaanden. Deze variabele wordt tevens opgenomen in de samengestelde weegvariabele om te corrigeren voor deze non respons. Tabel 3 Verdeling van het aantal huishoudleden, vergelijking GWO met populatie, Vlaanderen Aantal huishoudleden Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 01/01/2013 1 17,7 18,0 30,7 2 35,6 37,2 34,1 3 en meer 46,8 44,8 35,2 Totaal 100,0 100,0 100,0 Bron: Grote Woononderzoek 2013; SVR 1.2.2 Non responsanalyse van het woningtype Tabel 4 geeft de verdeling weer van het woningtype in de steekproeven van het GWO vergeleken met de gegevens uit de populatie anno 2012. Verderop in dit rapport worden enkele belangrijke opmerkingen geformuleerd omtrent deze populatiedatabank (zie 1.3.1.1). Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 10

Uit tabel 4 blijkt een opvallende afwijking tussen het aandeel in de steekproeven en het aandeel in de kadastrale databank. In beide steekproeven zijn de eengezinswoningen oververtegenwoordigd en de appartementen ondervertegenwoordigd. Het is een gekend fenomeen in face to face onderzoek dat mensen die in appartementen wonen ondervertegenwoordigd zijn in de gerealiseerde steekproef. Het is immers gemakkelijker om een deelname te weigeren via een parlofoon dan wanneer men de deur opendoet voor een interviewer. Gezien de sterke verschillen tussen steekproef en populatie veroorzaakt door verschillen in non respons wordt het woningtype opgenomen in de samengestelde weegvariabele. Tabel 4 Verdeling van het woningtype (%), vergelijking GWO en populatie Hoofdvragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2012 Eengezinswoningen 81,9 82,4 75,3 Appartementen 18,1 17,6 24,7 Totaal 100,0 100,0 100,0 Bron: Grote Woononderzoek 2013, Kadastrale databank (1/1/2012) 1.2.3 Non responsanalyse in ruimtelijk perspectief Om de ruimtelijke spreiding en representativiteit van beide steekproeven te kaderen en te toetsen wordt de ruimtelijke spreiding bestudeerd; enerzijds in het kader van de verwachte ruimtelijke spreiding en het ruimtelijk aandeel vanuit de getrokken brutosteekproef en anderzijds in het kader van de werkelijke populatieverdeling. Dit onderscheid dient gemaakt te worden aangezien in het steekproefdesign een grotere steekproeftrekkingskans was vooropgesteld voor de centrumsteden in de steekproef van de vragenlijst. 1.2.3.1 Non responsanalyse in ruimtelijk perspectief voor de steekproef van de vragenlijst Figuur 1 toont de ruimtelijke spreiding van de 10 013 interviews (vragenlijsten) op gemeentelijk niveau. Hierbij lijken de interviews goed verdeeld over Vlaanderen. Figuur 2 geeft aan dat deze ruimtelijke spreiding ook binnen de marges van het aanvaardbare aansluit bij de verwachte ruimtelijke spreiding vanuit de brutosteekproef. 1 50% van de gemeenten realiseert een aandeel dat schommelt binnen een marge van 25% rond het verwachte aandeel vanuit de brutosteekproef. Het aandeel uitschieters (waarbij het aandeel groter of kleiner is dan 100% van het verwachte aandeel) blijft beperkt tot 7% van de gemeenten opgenomen in de brutosteekproef. 6% van de gemeenten komt, in tegenstelling tot de brutosteekproef, niet voor in de nettosteekproef en 1% van de gemeenten heeft een gerealiseerd aandeel dat dubbel zo groot is dan het verwachte aandeel. Tabel 5 geeft voor de steekproef van de vragenlijst het ruimtelijk aandeel weer op het hoger schaalniveau van de stadsgewesten (indeling Van Hecke & Luyten (2009)). Hierbij zijn echter wel de verschillende geledingen van de stedelijke leefcomplexen samengenomen voor enerzijds West en Oost Vlaanderen en anderzijds voor Antwerpen, Vlaams Brabant en Limburg en zijn de centrumsteden, gezien de grotere steekproeftrekkingskans, apart gehouden. Het aandeel uit de steekproef 1 Hierbij werden alle adressen uit de totale brutosteekproef (23 895 adressen) opgeteld per gemeente en werden de reserveadressen (364 adressen) weggelaten omdat deze nooit moesten worden aangesproken om de nettosteekproef te realiseren. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 11

wordt vergeleken met het verwachte aandeel vanuit de brutosteekproef (*) en de werkelijke populatieverdeling van het aantal huishoudens. Wanneer het aandeel van de steekproef vergeleken wordt met het verwachte aandeel vanuit de brutosteekproef, valt op dat de aandelen grotendeels in dezelfde grootteorde zitten. De centrumsteden en het gebied buiten de stadsgewesten in Antwerpen, Vlaams Brabant en Limburg zijn licht oververtegenwoordigd, de forenzenwoonzone in West en Oost Vlaanderen en de agglomeratie in Antwerpen, Vlaams Brabant en Limburg zijn licht ondervertegenwoordigd. Gezien de ophoging van de steekproef voor de centrumsteden, is het aandeel van de centrumsteden wel sterk oververtegenwoordigd ten opzichte van de populatie. De andere ruimtelijke niveaus zijn ondervertegenwoordigd, het ene niveau sterker dan het andere. Het grootste verschil bij de andere ruimtelijke niveaus ten opzichte van het populatieaandeel vinden we terug voor de banlieuegemeenten van Oost en West Vlaanderen. Gezien deze grote verschillen ten opzichte van de populatieaandelen, wordt dit ruimtelijk niveau ook opgenomen in de weegfactor. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 12

Figuur 1 Ruimtelijke spreiding van de 10 013 interviews Bron: Grote Woononderzoek 2013 Figuur 2 Ruimtelijke verhouding verwachte aandeel gerealiseerde aandeel van de 10 013 interviews Bron: Grote Woononderzoek 2013 Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 13

Tabel 5 Ruimtelijke spreiding van de steekproef van de vragenlijst naar graden van verstedelijking, vergelijking met brutosteekproef en populatie Ruimtelijke eenheid Vragenlijst 2013 Brutosteekproef (*) 2013 Populatie 2013 Centrumsteden 52,3 50,4 27,0 Agglomeratie stadsgewesten OW 1,3 1,4 1,5 Banlieue stadsgewesten OW 2,1 2,8 3,9 Forenzenwoonzone stadsgewesten OW 7,2 8,2 12,0 Buiten stadsgewesten OW 8,3 8,4 12,3 Agglomeratie stadsgewesten AVL 5,7 7,1 9,8 Banlieue stadsgewesten AVL 6,9 6,9 9,6 Forenzenwoonzone stadsgewesten AVL 6,3 6,0 10,0 Buiten stadsgewesten AVL 9,9 8,8 13,9 Totaal 100,0 100,0 100,0 (*) Hierbij werden alle adressen uit de totale brutosteekproef (23 895 adressen) opgeteld per ruimtelijke eenheid, maar werden de reserveadressen (364 adressen) weggelaten omdat deze nooit moesten worden aangesproken om de nettosteekproef te realiseren. Bron: Grote Woononderzoek 2013; ADSEI, FOD economie 1.2.3.2 Non responsanalyse in ruimtelijk perspectief voor de steekproef van de woningopnames Figuur 3 geeft de ruimtelijke spreiding van de 5 002 woningopnames weer. Hierbij valt meteen een geconcentreerdere verdeling op ten opzichte van de verdeling van de 10 013 interviews waarbij behoorlijk wat gemeenten opgenomen in de brutosteekproef 2 niet aan bod komen in de nettosteekproef. In totaal gaat het om 33% van de gemeenten opgenomen in de brutosteekproef. Figuur 4 bevestigt dat de gerealiseerde ruimtelijke spreiding afwijkt van de verwachte ruimtelijke spreiding. Slechts 12% van de gemeenten realiseert een aandeel dat schommelt binnen een marge van 25% rond het verwachte aandeel en 41% van de gemeenten behoort tot de uitschieters. De belangrijkste reden waarom de gerealiseerde ruimtelijke spreiding voor de steekproef van de woningopnames zo afwijkt van de verwachte ruimtelijke spreiding vanuit de brutosteekproef is de beslissing begin juli 2013 om de steekproef van de woningopnames terug te brengen naar 5 000 op het ogenblik dat er reeds 4 306 woningopnames waren uitgevoerd in de veronderstelling dat er in het totaal ongeveer 10 000 moesten worden gerealiseerd. Tabel 6 toont voor de steekproef van de woningopname het ruimtelijk aandeel op het hoger schaalniveau van de stadsgewesten (indeling Van Hecke & Luyten (2009)). Hierbij zijn, net als bij de steekproef van de vragenlijst, de verschillende geledingen van de stedelijke leefcomplexen samengenomen voor enerzijds West en Oost Vlaanderen en anderzijds voor Antwerpen, Vlaams Brabant en Limburg en zijn de centrumsteden, om parallel te werken met de steekproef van de vragenlijst, apart gehouden. Het aandeel uit de steekproef wordt vergeleken met het verwachte aandeel vanuit de brutosteekproef (**) en de werkelijke populatieverdeling van het aantal huishoudens. Doordat sinds juli 2013 voor de steekproef van de woningopnames geen ophoging in de centrumsteden meer werd verwacht, werd het verwachte aandeel vanuit de brutosteekproef voor de steekproef van de 2 Hierbij werden alle adressen uit de totale brutosteekproef (23 895 adressen) opgeteld per gemeente. Hiervan werden de ophoging in de centrumsteden (7 770 adressen) en de reserveadressen (364 adressen) afgetrokken omdat men de ophoging voor de centrumsteden had laten varen en omdat de reserveadressen nooit moesten worden aangesproken om de nettosteekproef te realiseren. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 14

woningopnames aangepast ten opzichte van het verwachte aandeel voor de steekproef van de vragenlijst. De ophoging in de centrumsteden werd weggelaten. Zonder de ophoging in de centrumsteden sluit de verwachte ruimtelijke verdeling vanuit de brutosteekproef nauw aan bij de werkelijke ruimtelijke verdeling van de populatiehuishoudens anno 2013. De werkelijke gerealiseerde ruimtelijke verdeling in de steekproef van de woningopname wijkt wel sterk af van ruimtelijke verdeling van de populatiehuishoudens. De centrumsteden zijn sterk oververtegenwoordigd, de andere ruimtelijke eenheden ondervertegenwoordigd. Ook hier zijn de banlieuegemeenten in Oost en West Vlaanderen het sterkst ondervertegenwoordigd. Ook voor deze steekproef zijn er dus grote verschillen ten opzichte van de populatieaandelen en moet dit worden gecorrigeerd via de weegfactor. Tabel 6 Ruimtelijke spreiding van de steekproef van de woningopnames naar graden van verstedelijking, vergelijking met brutosteekproef en populatie Ruimtelijke eenheid Woningopname 2013 Brutosteekproef (**) 2013 Populatie 2013 Centrumsteden 48,5 25,9 27,0 Agglomeratie stadsgewesten OW 0,8 2,0 1,5 Banlieue stadsgewesten OW 1,2 4,2 3,9 Forenzenwoonzone stadsgewesten OW 7,3 12,3 12,0 Buiten stadsgewesten OW 8,0 12,5 12,3 Agglomeratie stadsgewesten AVL 7,7 10,5 9,8 Banlieue stadsgewesten AVL 8,5 10,4 9,6 Forenzenwoonzone stadsgewesten AVL 6,0 9,0 10,0 Buiten stadsgewesten AVL 12,0 13,2 13,9 Totaal 100,0 100,0 100,0 (**) Hierbij werden alle adressen uit de totale brutosteekproef (23 895 adressen) opgeteld per ruimtelijke eenheid, maar hiervan werden de ophoging in de centrumsteden (7 770 adressen) en de reserveadressen (364 adressen) afgetrokken omdat men de ophoging voor de centrumsteden had laten varen voor de steekproef van de woningopname en omdat de reserveadressen nooit moesten worden aangesproken om de nettosteekproef te realiseren. Bron: Grote Woononderzoek 2013; ADSEI, FOD economie Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 15

Figuur 3 Ruimtelijke spreiding van de 5 002 woningopnames Bron: Grote Woononderzoek 2013 Figuur 4 Ruimtelijke verhouding verwachte aandeel gerealiseerde aandeel van de 5 002 woningopnames Bron: Grote Woononderzoek 2013 Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 16

1.3 Constructie weegvariabelen Om de gegevens van de vragenlijst en de woningopname representatief te maken voor Vlaanderen en te compenseren voor non respons is een poststratificatie nodig. De methode die gebruikt wordt om de weegvariabelen te genereren, is een populatiegebaseerde methode, waarbij informatie over bepaalde subklassen in de Vlaamse populatie gebruikt worden om de weegvariabelen te berekenen. Gezien de complexiteit van de weegprocedure en het belang van de weegfactoren voor de betrouwbaarheid van de resultaten, werd gespecialiseerd methodologisch advies ingewonnen bij het Centrum voor Sociologisch Onderzoek aan de KU Leuven. 3 1.3.1 Gekozen populatiegegevens Een steeds wederkerend probleem bij de constructie van weegvariabelen is dat er niet veel referentiemateriaal beschikbaar is waarop de toets van representativiteit en de weging van de data kan worden uitgevoerd. Dit gegeven beperkt de mogelijkheden en maakt dat er bij de constructie van de weegvariabelen in het kader van dit onderzoek gekozen is voor een gecombineerde weegfactor waarbij in de eerste fase gewogen is op basis van populatiegegevens over woningtype en leeftijd. De verdelingen werden weergegeven naar specifieke (voor de constructie van de weegvariabelen gekozen) ruimtelijke eenheden. In een tweede fase is er ook rekening gehouden in de weegfactor met populatiegegevens over het aantal huishoudleden. Deze weging is gebeurd op Vlaams niveau en niet naar de verschillende specifieke ruimtelijke eenheden wegens een te grote non respons van de verschillende klassen in de verschillende ruimtelijke eenheden. 1.3.1.1 Woningtype Als populatiedatabank wordt met de kadastrale databank op 1 januari 2012 gewerkt. Twee belangrijke opmerkingen over deze databank in het kader van dit onderzoek zijn op hun plaats. Ten eerste wordt niet met alle woongelegenheden uit de kadastrale databank gewerkt. Voor de categorie eengezinswoningen wordt het aantal woongelegenheden van volgende categorieën van gebouwen samengeteld: huis in gesloten bebouwing, huis in halfopen bebouwing, huis in open bebouwing, hoeven en kastelen. Voor de categorie appartementen worden de woongelegenheden in buildings en flatgebouwen met appartementen samengeteld. Enkel deze categorieën uit de kadastrale databank worden in rekening gebracht omdat we de woongelegenheden uit de andere categorieën van de kadastrale databank niet konden toewijzen aan de eengezinswoningen enerzijds of de appartementen anderzijds. Ten tweede bevat deze kadastrale databank zowel gedomicileerde als niet gedomicileerde woningen terwijl de steekproef is getrokken uit het rijksregister waar enkel de gedomicilieerde huishoudens zijn opgenomen. Toch maken we ons sterk dat we een voldoende goede benaderingswijze van de populatie genereren. We hebben deze methodologie immers gecontroleerd en de kadastrale databank op 1 januari 2002 vergeleken met de resultaten uit de socio economische enquête 2001. De socio economische enquête 2001 betreft een populatiedatabank die tevens gelinkt is aan het rijksregister. We 3 Met dank aan Koen Beullens van CESO KU Leuven. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 17

kwamen verwaarloosbare verschillen uit tussen de aandelen eengezinswoningen versus appartementen in beide databanken. 4 Voor de steekproef van de woningopname wordt gewerkt met de vraag in het opnameformulier Is het een grondgebonden woning? (w1). Hierbij zijn geen missing values, waardoor er geen observaties uit de analyse van de woningopnames moeten worden weggelaten. Voor de categorie eengezinswoningen worden de antwoordmogelijkheden van de types grondgebonden woningen opgeteld: gesloten, halfopen, vrijstaande woning. Voor de categorie appartementen worden de antwoordmogelijkheden van de types niet grondgebonden woningen opgeteld: appartement, studio, kamer. Indien voor de observaties uit de steekproef van de vragenlijst gegevens over de woningopname beschikbaar zijn, wordt het woningtype bepaald via de vraag in het opnameformulier Is het een grondgebonden woning? (w1). Indien er geen gegevens beschikbaar zijn over de woningopname wordt gewerkt met de vraag In welk type woning woont u? (vraag 74). Voor de categorie eengezinswoningen wordt de antwoordmogelijkheid eengezinswoning genomen. Voor de categorie appartementen worden volgende antwoordmogelijkheden opgeteld: appartement, studio, kamer en serviceflat. Er zijn in de steekproef nog andere antwoordmogelijkheden, nl. andere, weet niet, geen antwoord. Deze laatste drie categorieën kunnen voor een datamissing zorgen met betrekking tot woningtype indien er geen gegevens beschikbaar zijn uit de woningopname. In totaal moest hierdoor de weegvariabele van 54 observaties uit de steekproef van de vragenlijst op missing worden gezet. 1.3.1.2 Leeftijd van de referentiepersoon Als populatiedatabank over de leeftijd van de referentiepersoon wordt gewerkt met de meest recente populatiegegevens van de Studiedienst van de Vlaamse Regering (1 januari 2013). Volgende klasse indeling wordt gehanteerd: 18 t.e.m. 34 jaar, 35 t.e.m. 49 jaar, 50 t.e.m. 64 jaar, 65 t.e.m. 79 jaar, 80 jaar en ouder. In de steekproeven kan gewerkt worden met de vraag omtrent de geboortedatum van de geïnterviewde persoon uit de face to face bevraging. Indien voor een observatie de geboortedatum niet correct werd ingevoerd, wordt deze, indien mogelijk, gecorrigeerd op basis van de leeftijd opgenomen in de gegevens van de brutosteekproef. Wanneer er echter een andere persoon geïnterviewd is dan de persoon aangegeven in de brutosteekproef, kan deze correctie niet worden doorgevoerd. Dit zorgt er voor dat de weegvariabele voor deze observaties op missing wordt gezet. Voor de face to face bevraging worden hierdoor 16 observaties op missing gezet, voor de woningopname 4 observaties. 1.3.1.3 Ruimtelijke eenheden: oost west verdeling van de graden van verstedelijking Als ruimtelijk schaalniveau wordt gekozen voor een oost west verdeling van de graden van verstedelijking (zie figuur 5). In het kader van de Woonsurvey 2005 (Heylen et al., 2007) is gewogen naar het ruimtelijke schaalniveau van de arrondissementen, maar het ruimtelijke niveau met een oost west 4 Aandeel eengezinswoningen SEE2001=79,9 Kadastrale databank=79,2; aandeel appartementen SEE2001=20,1 Kadastrale databank=20,7. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 18

verdeling naar de graden van verstedelijking lijkt ons meer opportuun gezien meermaals aangetoond is dat de verschillende graden van verstedelijking andere woning en bewonerskenmerken met zich meedragen (Goossens et al., 1997; Vanneste et al., 2007; Van Hecke et al., 2009; Kesbeke et al., 2012). Bij deze oost west verdeling van de graden van verstedelijking worden de verschillende graden van verstedelijking van de stadsgewesten gebruikt, zoals bepaald in de monografie Woonkernen en stadsgewesten in een verstedelijkt België (Van Hecke et al., 2009). Hierbij hebben we echter wel de centrumsteden, gezien hun oververtegenwoordiging in de brutosteekproef en de steekproef van de face to face bevraging, apart gehouden. Hierdoor zijn er geen centrale steden opgenomen in de verdeling, omdat alle centrale steden van de stadsgewesten in Vlaanderen een centrumstad zijn. Niet alle centrumsteden zijn een centrale stad van een stadsgewest, Roeselare en Aalst hebben namelijk geen eigen stadsgewest. In de monografie Woonkernen en stadsgewesten in een verstedelijkt België (Van Hecke et al., 2009) behoort Roeselare tot het buitengebied (= buiten stadsgewest) en Aalst tot de forenzenwoonzone van Brussel. Figuur 5 Ruimtelijke eenheden van de weegfactor Bron afbakeningen: Van Hecke et al. (2009), eigen verwerking 1.3.1.4 Grootte van het huishouden naar leeftijdsklasse Als populatiedatabank wordt gewerkt met een kruistabel van de Studiedienst van de Vlaamse Regering waarbij de particuliere huishoudens naar grootte van het huishouden op 1 januari 2013 verdeeld worden naar leeftijdsklasse. Voor de grootte van het huishouden wordt een onderscheid gemaakt Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 19

tussen 1 persoonshuishoudens, 2 persoonshuishoudens en 3 en meer persoonshuishoudens. Voor de leeftijdsklassen werd dezelfde klasse indeling gehanteerd als hierboven: 18 t.e.m. 34 jaar, 35 t.e.m. 49 jaar, 50 t.e.m. 64 jaar, 65 t.e.m. 79 jaar, 80 jaar en ouder. Voor het aantal gezinsleden werd een samengestelde variabele aangemaakt op basis van informatie uit vragen 11 t.e.m. 13, die handelen over de gezinssamenstelling. Hierbij werden ook de deeltijds inwonende kinderen meegeteld (bv. kotstudenten, kinderen bij co ouderschap), terwijl andere gezinsleden (ouders, zus/broer, vrienden) enkel werden meegeteld als ze permanent inwonen. Voor de dataset van de vragenlijst werden 14 missings geteld voor deze samengestelde variabele over de grootte van het huishouden, voor de dataset van de woningopnames 8. In totaal, rekening houdend met de data missings voor het woningtype en de leeftijd van de referentiepersoon, moet de weegvariabele in de dataset van de vragenlijst voor 80 observaties op missing worden gezet. In de dataset van de woningopnames moeten in totaal 11 observaties op missing worden gezet. 1.3.2 Samenstelling weegvariabele dataset vragenlijst Voor de dataset van de face to face bevraging is een gecombineerde weegfactor ontwikkeld. In een eerste fase is een weegfactor berekend op basis van de geschatte frequentieverdeling van woningtype versus leeftijdsklasse naar de ruimtelijke eenheden. Doordat de onderlinge verhouding van woningtype en leeftijdsklasse naar de verschillende ruimtelijke eenheden voor de populatie niet gekend is, worden de aantallen per ruimtelijke eenheid geschat. Eens deze frequentieverdeling voor de populatie geschat, werd voor de berekening van de weegfactor een vergelijking gemaakt met de frequentieverdeling van de steekproef. In het geval van ondervertegenwoordiging in de steekproef heeft de weegfactor een waarde groter dan 1, in het geval van oververtegenwoordiging een waarde kleiner dan 1. Eens deze eerste weegfactor was berekend, werd een tweede weegfactor bepaald die de (op basis van de eerste weegfactor) gewogen frequentieverdeling van de steekproef corrigeert naar de populatiefrequentieverdeling van de grootte van het huishouden op Vlaams niveau. De gecombineerde weegfactor is het product van deze twee weegfactoren (zie bijlage 1 voor meer technische details over de schatting van de frequentieaantallen en de berekening van de weegvariabele). De 80 observaties waarvoor geen gecombineerde weegfactor kon worden berekend worden niet weerhouden in de steekproef van de vragenlijst. Hierdoor omvat de dataset van de vragenlijst 9 933 observaties. 1.3.3 Samenstelling weegvariabele dataset woningopnames Voor de dataset van de woningopnames wordt tevens een gecombineerde weegfactor ontwikkeld. Doordat men in de dataset van 5 000 woningopnames streefde naar representatieve resultaten voor de deelmarkt van de sociale huurwoningen, is er in de eindfase van het veldwerk een ophoging gebeurd van deze deelmarkt. Dit maakt dat de sociale huurwoningen in de dataset van de woningopnames oververtegenwoordigd zijn ten opzichte van de andere deelmarkten. Deze oververtegenwoordiging werd in de dataset van de woningopnames extra gecorrigeerd via een derde weegfactor. Hierbij werd de frequentieverdeling binnen de dataset van de woningopnames gecorrigeerd volgens de frequentieverdeling in de dataset van de vragenlijst op Vlaams niveau. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 20

De gecombineerde weegfactor is de vermenigvuldiging van de weegfactor op basis van (1) de geschatte frequentieverdeling van woningtype versus leeftijdsklasse naar de ruimtelijke eenheden, (2) een weegfactor op basis van de frequentieverdeling van de deelmarkten en (3) een weegfactor op basis van de grootte van het huishouden voor Vlaanderen (zie bijlage 1 voor meer details). Omwille van de 14 missende waarden van de gecombineerde weegfactor in de dataset van de woningopnames, omvat deze steekproef 4 988 te analyseren observaties. 1.3.4 Verdeling en grootte van de weegvariabelen voor de datasets van de vragenlijst en de woningopnames Om de impact van de weegfactoren op de analyses correct te kaderen, worden in deze paragraaf de spreiding van de grootte van de weegvariabelen voor de datasets van de vragenlijst en de woningopnames bestudeerd. Figuur 6 geeft de spreiding weer van de grootte van de weegvariabelen voor de dataset van de vragenlijst, figuur 7 deze voor de dataset van de woningopnames. In de dataset van de vragenlijst heeft 91,4% van de observaties een weegvariabele die kleiner is dan 2 en 1% van de observaties heeft een weegvariabele groter dan 4. De groep van observaties met een extremere weegfactor blijft dus beperkt. Voor de dataset van de woningopnames heeft 91,8% van de observaties een weegfactor kleiner dan 2 en 1,3% van de observaties een weegvariabele groter dan 4. Ook hier blijft de groep van observaties met een extremere weegfactor beperkt. Toch bleek uit analyses van enkele socio economische groepen dat verschillende observaties, door het hogere gewicht via de weegfactor, te beïnvloedend waren op de resultaten. Daarom is voor de weegfactor van de woningopnames beslist om de weegfactor af te toppen op vijf. Het gewicht van alle observaties met een gewicht hoger dan vijf, werd teruggebracht op vijf. Dit betekent dat 32 observaties uit figuur 7 met een weegfactor groter dan 5 werden teruggebracht op waarde 5. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 21

Figuur 6 Spreiding van de grootte van de weegvariabelen voor de dataset van de vragenlijst, absolute aantallen N=9 929 Bron: Grote Woononderzoek 2013 Figuur 7 Spreiding van de grootte van de weegvariabelen voor de dataset van de woningopname N=4 990 Bron: Grote Woononderzoek 2013 1.4 Representativiteit van de gewogen steekproeven In deze paragraaf bekijken we of de gewogen verdeling van de leeftijd van de referentiepersonen, het aantal huishoudleden en het woningtype van het GWO (deel vragenlijst + deel woningopname) in lijn ligt met de populatieverdeling. Ook de gewogen ruimtelijke spreiding wordt hier bestudeerd. Tabel 7 toont de verdeling van de leeftijdsklassen in het GWO, met toepassing van de weegfactor, en de verdeling in de bevolking volgens administratieve cijfers (ADSEI, FOD Economie). Aangezien de weegprocedure rekening houdt met de leeftijdsverdeling in de populatie, is het logisch dat er weinig verschil is tussen beide verdelingen. De p waarde van de ² test geeft aan dat, gegeven de nulhypothese (die stelt dat er geen verschil is), de kans om deze steekproefverdeling (of een grotere afwijking) uit te komen voor beide steekproeven 100% is. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 22

Tabel 7 Verdeling van leeftijdsklasse van de referentiepersoon van het huishouden (%), vergelijking GWO met Woonsurvey 2005 en populatie, Vlaanderen Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2013 18 34 15,8 16,3 15,7 35 49 27,2 25,8 27,7 50 64 28,3 28,8 28,1 65 79 19,8 20,0 19,7 80 en meer 8,9 9,0 8,8 Totaal 100,0 100,0 100,0 Vragenlijst: ²=0,01; p=99,9; Woningopname: ²=0,18; p=99,6. Bron: Grote Woononderzoek 2013, Woonsurvey 2005, ADSEI In tabel 8 zien we verdeling van het huishoudtype volgens de hoger besproken LIPRO typologie, voor de steekproeven van het GWO, versus de populatie (volgens gegevens van het Rijksregister). Na de constructie van de weegfactor werden de populatiegegevens van de census 2011 vrijgegeven. Dit maakt dat we de gewogen steekproef met deze gegevens kunnen vergelijken. De discrepantie voor het aandeel alleenstaanden is weggewerkt door de toepassing van de weegfactor. Het aandeel alleenstaanden betreft nu 30,7% in de beide steekproeven van het GWO. Dit percentage ligt in lijn met de populatieverdeling op 1 januari 2011. Het aandeel eenoudergezinnen en koppels zonder kinderen zakt licht door toepassing van de weegfactor en het aandeel koppels met kinderen sterk. Alle aandelen van de verschillende LIPRO huishoudtypes leunen, met toepassing van de weegfactor, dicht aan bij de populatie 2011. De ² test geeft aan dat er geen significante verschillen zijn tussen de steekproefverdelingen en de populatieverdeling. De p waarde van de ² test geeft aan dat, gegeven de nulhypothese (die stelt dat er geen verschil is), de kans om deze steekproefverdeling (of één die nog sterker afwijkt van de populatieverdeling) uit te komen bedraagt 85% voor de steekproef van de vragenlijst en 80% voor de steekproef van de woningopnames. Tabel 8 Verdeling van het huishoudtype (%), vergelijking GWO met Woonsurvey 2005 en populatie, Vlaanderen Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2011 Alleenstaande 30,7 29,6 30,4 Eenoudergezin 6,1 5,9 8,3 Koppel zonder kind 30,7 31,8 29,6 Koppel met kind 28,4 28,6 29,0 Andere 4,1 4,1 2,7 Totaal 100,0 100,0 100,0 Vragenlijst: ²=1,4; p=85,0; Woningopname ²=1,6; p=80,4. Bron: Grote Woononderzoek 2013 (gewogen resultaat), Census 2011 Tabel 9 toont de verdeling van het aantal huishoudleden in de steekproef van het GWO 2013 en de populatie anno 2013. Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 23

Tabel 9 Verdeling van het aantal huishoudleden, vergelijking vragenlijst en woningopname met populatie, Vlaanderen Aantal huishoudleden Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 01/01/2013 1 30,7 28,5 30,7 2 34,1 35,2 34,1 3 en meer 35,2 36,3 35,2 Totaal 100,0 100,0 100,0 Vragenlijst ²=0,0; p=100; Woningopname ²=0,2; p=89,6. Bron: Grote Woononderzoek 2013 (gewogen resultaten); ADSEI, FOD Economie De gewogen verdeling van het woningtype toont grotere verschillen tussen steekproeven en populatie (zie tabel 10). Het resultaat van de ² test wijst echter niet op een significant verschil tussen steekproeven en populatie. Gegeven dat er geen verschil is met de populatieverdeling, is de kans voor de steekproef van de vragenlijst om onderstaande of een meer afwijkende steekproefverdeling te verkrijgen bijna 19%. Voor de steekproef van de woningopname is dit 61%. Tabel 10 Verdeling van het woningtype (%), vergelijking vragenlijst en woningopname met populatie, Vlaanderen Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2012 Eengezinswoningen 69,6 73,1 75,3 Appartementen 30,4 26,9 24,7 Totaal 100,0 100,0 100,0 Vragenlijst ²=1,75, p=18,6; Woningopname: ²=0,26; p=61,0. Bron: Grote Woononderzoek 2013 (gewogen resultaten), Kadastrale databank (1/1/2012) De gewogen verdeling naar bouwperiode toont dan weer een zeer gelijkende verdeling. Het resultaat van de ² test wijst erop dat er geen significant verschil is tussen steekproeven en populatie. Gegeven dat er geen verschil is met de populatieverdeling, is de kans voor de steekproef van de vragenlijst om onderstaande of een meer afwijkende steekproefverdeling te verkrijgen bijna 76%. Voor de steekproef van de woningopname is dit 83%. Tabel 11 Verdeling van de bouwperiode (%), vergelijking vragenlijst en woningopname met populatie, Vlaanderen Bouwperiode Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2011 Voor 1919 7,6 8,3 13,3 1919 1945 11,8 10,9 13,6 1946 1960 15,1 14,5 13,2 1961 1970 14,4 14,4 13,9 1971 1980 14,9 15,7 15,6 1981 1990 11,3 11,1 9,2 1991 2000 11,5 11,9 11,4 2001 2005 5,8 5,4 4,5 2006 of later 7,7 7,7 5,2 Totaal 100,0 100,0 100,0 Vragenlijst ²=4,99, p=75,9; Woningopname: ²=4,3; p=82,9. Bron: Grote Woononderzoek 2013 (gewogen resultaten), Census 2011 Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 24

Tabel 12 toont dat de weegfactor de ongelijke ruimtelijke verdeling die tot stand was gekomen in de steekproeven corrigeert. De verschillende ruimtelijke eenheden hebben nu een aandeel proportioneel aan het aantal huishoudens anno 2013. Ook hier treffen we een hoge p waarde van de ² test. Gegeven de nulhypothese (die stelt dat er geen verschil is), is de kans voor de vragenlijst steekproef om deze verdeling uit te komen 99% en voor de steekproef van de woningopnames is deze zelfs 100%. Tabel 12 Ruimtelijke spreiding van de gewogen steekproef van de vragenlijst naar graden van verstedelijking, vergelijking met populatie Ruimtelijke eenheid Vragenlijst 2013 Woningopname 2013 Populatie 2013 Centrumsteden 28,4 27,7 27,0 Agglomeratie stadsgewesten OW 1,4 1,4 1,5 Banlieue stadsgewesten OW 3,7 3,6 3,9 Forenzenwoonzone stadsgewesten OW 12,0 12,2 12,0 Buiten stadsgewesten OW 12,2 12,3 12,3 Agglomeratie stadsgewesten AVL 9,5 9,8 9,8 Banlieue stadsgewesten AVL 9,2 9,1 9,6 Forenzenwoonzone stadsgewesten AVL 9,8 10,2 10,0 Buiten stadsgewesten AVL 13,8 13,7 13,9 Totaal 100,0 100,0 100,0 Vragenlijst: ² =0,12; p=99; Woningopname: ²=0,08; p =100. Bron: Grote Woononderzoek 2013 (gewogen resultaten); ADSEI, FOD Economie 1.5 Profilering van de dataset van de woningopnames versus de dataset van de vragenlijst Doordat de steekproef van de vragenlijst en deze van de woningopnames werden losgekoppeld van elkaar, is het belangrijk om de verdeling van de belangrijkste variabelen in beide datasets naast elkaar te leggen en eventuele significante verschillen aan te duiden. Tabel 13 geeft een vergelijkend overzicht van de verdeling van de belangrijkste variabelen. Er zijn, met uitzondering van de provinciale verdeling, geen grote verschillen tussen beide datasets op te tekenen. Ze tonen een zeer gelijkende verdeling van de belangrijkste variabelen. Het grootste verschil stellen we vast voor de verdeling van het eigenaarsstatuut. In de dataset van de woningopnames zitten 67% eigenaars versus 31% huurders (23% private huurders en 8% sociale huurders), in de dataset van de vragenlijst is de verhouding 71% versus 27% (20% private huurders en 7% sociale huurders). De chi kwadraattest geeft aan dat dit geen significante verschillen zijn. De provinciale verdelingen van beide datasets zijn wel significant verschillend. Dit betekent dat er een significant kleiner aandeel woningopnames zijn uitgevoerd in Vlaams Brabant en West Vlaanderen ten opzichte van het aandeel interviews en dat er een significant groter aandeel woningopnames zijn uitgevoerd in Antwerpen, Oost Vlaanderen en Limburg ten opzichte van het aandeel interviews in deze provincies. Wanneer we ons toespitsen op de profilering van de dataset van de woningopnames, merken we dat er 72% eengezinswoningen versus 28% meergezinswoningen zijn. In de categorie van de meergezinswoningen worden appartementen, studio s en kamers samengenomen. Verder constateren we dat 19% van de woningen gebouwd is voor 1945, 28% tussen 1945 en 1970, 39% tussen 1970 en 2000 en Grote Woononderzoek 2013. Deel 1. Methodologische toelichting 25