Effecten van de hervorming van de registratierechten op de Vlaamse belastingontvangsten

Steunpunt Beleidsrelevant onderzoek Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen bert.brys@hogent.be Effecten van de hervorming van de registratierechten op de Vlaamse belastingontvangsten Een tussentijdse beleidsanalyse Fiscaal Spoor Hogeschool Gent Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 1

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen EFFECTEN VAN DE HERVORMING VAN DE REGISTRATIERECHTEN OP DE VLAAMSE BELASTINGONTVANGSTEN EEN TUSSENTIJDSE BELEIDSANALYSE 1. INLEIDING In vorig econometrisch werk analyseerden we de conjunctuurgevoeligheid van de registratierechten in Vlaanderen. Doel van dit project was een schattingsmodel aan te reiken dat zou kunnen dienen als ondersteunend instrument bij de raming van de verwachte ontvangsten uit de registratierechten. De voorgaande analyse beperkte zich tot de prehervormingsperiode (januari 1991 december 2001). Inmiddels is een grotere en actuelere datareeks beschikbaar maar de vraag die zich stelt is of de hervorming van de registratierechten van 01/01/2002 niet voor een structurele breuk in de data gezorgd heeft. Afgeleide vraag is dan of het voorheen gehanteerde model überhaupt nog geschikt is om de toekomstige fiscale ontvangsten te voorspellen. M.a.w. moet de specificatie aangepast worden om rekening te houden met de gewijzigde wetgeving en hoe kan dit op de meest efficiënte wijze gebeuren?. Probleem daarbij is de bijzonder korte datareeks die op dit moment beschikbaar is. De hervorming werd pas op 1/01/2002 operationeel, wat impliceert dat we slechts een observatieperiode van 2 jaar in acht kunnen nemen. Desondanks achten we het toch nuttig om aangepaste varianten van het vroegere model te construeren en uit te testen. Het resultaat van deze oefening is een tussentijdse/voorlopige evaluatie van de gevolgen van de hervorming van de registratierechten op de overheidsontvangsten. De gevonden effecten zijn, gezien het tijdstip van de analyse, zeker niet decisief, maar eerder indicatief en moeten dus met de nodige voorzichtigheid worden geïnterpreteerd. De paper biedt in tweede instantie ook een update van het basismodel en reikt dus recentere cijfers aan over de conjunctuurgevoeligheid van de ontvangsten, die nuttig kunnen zijn voor de beleidsvoorbereiding en -evaluatie. In sectie 2 hernemen we de resultaten van de voorheen afgeleide conjunctuurgevoeligheid van de registratierechten (zie: De conjunctuurgevoeligheid van de registratierechten in Vlaanderen: een econometrische analyse ). In sectie 3 wordt het basismodel herschat met nieuwe data. De wijze waarop de effecten van de hervorming worden geanalyseerd wordt uitgelegd in sectie 4. De schattingsresultaten worden vervolgens besproken in sectie 5, 6 en 7 (uitbreidingen 1, 2 en 3 van het basismodel). In Sectie 8 formuleren we enkele kritische bedenkingen. De paper sluit af met de voornaamste conclusies. 2. CONJUNCTUURGEVOELIGHEID Voor de periode januari 1991 tot december 2001 hebben we reeds afgeleid dat de belastingontvangsten van de registratierechten voor de Vlaamse overheid conjunctuurgevoelig zijn (zie Fiscaal Spoor Hogeschool Gent: De conjunctuurgevoeligheid van de registratierechten in Vlaanderen: een econometrische analyse ). We hebben het 2

gehanteerde model opnieuw geschat maar nu aan de hand van data m.b.t. de periode januari 1991- juli 2004: Basismodel ter verklaring van de conjunctuurgevoeligheid van de registratierechten Te verklaren variabele: ontvangen registratierechten (in miljoenen euro s) Verklarende variabelen: coëfficiënt t-waarde Constante -15,793-0,702 Dummy januari +19,864 +7,872 Dummy februari +1,763 +0,699 Dummy maart -5,707-2,263 Dummy april +1,927 +0,764 Dummy mei +5,655 +2,244 Dummy juni +8,167 +3,239 Dummy juli +14,251 +5,649 Dummy augustus +23,207 +9,219 Dummy september -11,336-4,502 Dummy oktober +6,437 +2,56 Dummy november +10,723 +4,266 Reële rente (6 maanden vertraagd) -3,649-6,242 Inflatie (6 maanden vertraagd) -2,062-2,604 Algemeen indexcijfer van de consumptie- +1,058 +5,725 prijzen (6 maanden vertraagd) vertrouwen (6 maanden vertraagd) +0,31 +5,203 R 2 = 90,4% Deze schattingsresultaten leren ons dat: In januari, mei, juni, juli, augustus, oktober en november er meer ontvangsten geboekt worden in vergelijking met de decembermaanden 1. Het is vooral in de maanden augustus (+23,207 miljoen euro) en januari (+19,864 miljoen euro) dat de overheid extra registratierechten ontvangt ten opzichte van de ontvangsten in december. In maart en september int de overheid beduidend minder registratierechten in vergelijking met december. Hoe hoger de reële hypothecaire rente, hoe lager de ontvangsten. Een rentestijging met 1% (van 3% naar 4%) kost de overheid 3,649 miljoen euro. 1 Enkel voor de maand december wordt er geen dummy opgenomen. De waarde van één van de dummy s reflecteert bijgevolg de afwijking van de ontvangsten in de desbetreffende maand ten opzichte van de ontvangsten in december. De ontvangsten in december worden dan bepaald door de waarde van de constante en de waarden van de overige verklarende variabelen. Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 3

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen Hoe hoger de inflatie, hoe lager de ontvangsten. Een stijging van de inflatie met 1% kost de overheid 2,062 miljoen euro. Een stijging van het algemene prijsniveau van de consumptieprijzen doet de ontvangsten wel stijgen. Een stijging van de index met 1 punt levert 1,058 miljoen euro extra ontvangsten op. Op de langere termijn doet een stijging van het prijsniveau de ontvangsten dus stijgen. In periodes van hoge inflatie worden de aankopen echter uitgesteld. Hoe groter het consumentenvertrouwen, hoe hoger de ontvangsten. Een stijging van het vertrouwen met één eenheid levert 0,31 miljoen euro extra ontvangsten op. In de schatting werden verschillende variabelen opgenomen met een vertraging van 6 maanden. Het betreft hier in het bijzonder de macro-economische variabelen die de rente, de inflatie en het consumentenvertrouwen indiceren. De periode van vertraging werd gekozen op basis van de resultaten van de empirische analyses. Een vertraging van 6 maanden levert de meest consistente schatting op en verdient daarom de voorkeur bovenop het hanteren van data die zich situeren op een ander tijdstip in het verleden. Intuïtief is een dergelijke vertraging in de variabelen overigens ook verdedigbaar: geciteerde variabelen affecteren de belastingplichtige op het ogenblik van de aankoopbeslissing maar resulteren pas later in ontvangsten. De termijn die zich voltrekt tussen de aankoopbeslissing en de eigenlijke inboeking van de ontvangst houdt ondermeer verband met het zoekproces van de koper, met de notariële afhandeling van de transactie en met vertragingen in de doorstorting van de rechten aan de administratie. Figuur 1 presenteert de ontvangsten van de registratierechten voor de periode januari 1991 tot juli 2004: figuur 1: ontvangsten registratierechten miljoen 140 120 100 80 60 40 20 0 jan/91 jul/91 jan/92 jul/92 jan/93 jul/93 jan/94 jul/94 jan/95 jul/95 jan/96 jul/96 jan/97 jul/97 jan/98 jul/98 jan/99 jul/99 jan/00 jul/00 jan/01 jul/01 jan/02 jul/02 jan/03 jul/03 jan/04 jul/04 4

3. MOGELIJKE GEVOLGEN VAN DE HERVORMING In deze paragraaf definiëren we welke de potentiële gevolgen kunnen zijn voor de Vlaamse budgettaire toestand van de hervorming van de registratierechten. Deze analyse zal worden gebruikt bij de interpretatie van de schattingsresultaten in sectie 5, 6 en 7. Het lijkt ons plausibel dat volgende effecten zich hebben voorgedaan: Tariefeffect De belastinghervorming verlaagde het tarief van de registratierechten, voerde het abattement in en voorziet in de meeneembaarheid van de voorheen betaalde registratierechten. Het direct effect van de belastingverlaging betreft dan ook een daling in de door de Vlaamse overheid te ontvangen registratierechten. Uitsteleffect De hervorming kan geleid hebben tot een uitstel van transacties in 2001. Gezinnen hadden eventueel een prikkel om hun aankopen uit te stellen tot na 01/01/2002 om zo van de verlaagde registratierechten te kunnen genieten. Dit uitstel effect kan dus geleid hebben tot een tijdelijke daling, en nadien tot een tijdelijke toename, van de door de overheid ontvangen registratierechten. Transactie effect De belastinghervorming kan ook tot een stijging van het aantal transacties hebben geleid, ten gevolge van de door de belastinghervorming geïnduceerde gedragsveranderingen (gezinnen die, bijvoorbeeld, dichter bij de werkplek gaan wonen). Deze eventuele stijging van het aantal transacties heeft bijgevolg een positief effect op de overheidsontvangsten van de registratierechten. Prijseffect De belastinghervorming leidde tot een stijging in de prijzen van het vastgoed (gebaseerd op de resultaten uit: De prijs en het aantal onroerend goed transacties in Vlaanderen: een analyse van de hervorming van de registratierechten van 01/01/2002 ). Deze prijsstijging verhoogt de belastingontvangsten. Non-compliance effect De belastingverlaging zou een positief effect kunnen hebben gehad op de compliance beslissing. Dit zou dus een stijging in de ontvangen registratierechten kunnen veroorzaken. Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 5

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen 4. DUMMY S Naast het analyseren van de conjunctuurgevoeligheid wensen we ook de effecten van de hervorming op de registratierechten na te gaan. Deze analyse voeren we uit met behulp van dummy s (deze dummy s nemen de waarde 1 aan in een bepaalde maand (of in een bepaald aantal maanden), en 0 elders). De volgende procedure beschrijft de manier waarop we deze dummy s hebben bepaald: 1. We hebben het model geschat voor de periode januari 1991 juli 2004 (zonder extra dummy s). 2. We hebben een extra dummy ingevoerd die de waarde 1 had in bijvoorbeeld september 2001 en 0 elders. De waarde van deze dummy meet dus of de ontvangsten in september 2001 afwijken van wat, volgens het geschatte model, mocht worden verwacht. 3. We hebben stap 2 uitgevoerd voor elke maand vanaf september 2001 tot juli 2004. 4. De resultaten (hoogte van de dummy, en de bijhorende t-waarde) werden geplot in figuur 2. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen t-waarden hoger dan 1,8 (duidelijk significant verband), t-waarden tussen 1,4 en 1,8 (eventueel een significant verband), t-waarden kleiner dan 1,4 (een waarde van de dummy die niet significant verschillend is van 0). 2 figuur 2: waarde en significantie van de dummy's 40 30 20 10 0-10 -20 sep/01 jan/02 mei/02 sep/02 jan/03 mei/03 sep/03 jan/04 mei/04-30 t>1,8 1,4<t<1,8 t<1,4 2 Technisch noot: indien de hervorming van de registratierechten niet had plaatsgevonden, en gegeven de goede fit van het model in sectie 2, hadden weinig of geen observaties (werkelijk ontvangen registratierechten) afgeweken van de door het model voorspelde waarden (voorspelde ontvangsten). Zonder de hervorming zouden er dus geen dummy s zijn die een waarde hebben die significant verschillend is van 0. We kunnen bijgevolg stellen dat de waarden van de dummy s het effect van de hervorming van de registratierechten weergeven. 6

Figuur 2 wijst uit dat er in de post-hervormingsperiode vrij weinig significante dummy s voorkomen. In 2002 is dit enkel het geval in de maanden januari en februari. Voor 2003 betreft het strikt genomen de maanden februari, april en juni. De reeks met betrekking tot 2004 levert uitsluitend voor januari een significante dummy. Voor een meerderheid van de post-hervormingsmaanden vormt het standaardmodel dus nog steeds een goede benadering. Opvallend is de sterke toename van de ontvangsten tijdens de eerste maanden van het jaar. In februari 2003 en januari 2004 liggen de ontvangsten op een veel hoger niveau dan we op basis van het standaardmodel zouden verwachten. Ook in de pre-hervorming datareeks blijkt dit begin van het jaar -effect aanwezig, wat er op wijst dat achter de cijfers ook een administratieve cyclus schuilgaat. Gegeven deze vaststelling spring de significant negatieve afwijking begin 2002 extra in het oog. Vraag die dit oproept is de mate waarin deze duidelijk afwijkende daling van de ontvangsten het gevolg kan zijn van de hervorming van de registratierechten. Meer specifiek wordt er hier gedacht aan het in paragraaf 3 beschreven uitsteleffect. Om dit effect te toetsen werd het originele model uitgebreid met een dummy die specifiek de afwijking van de ontvangsten net na het van kracht worden van de hervormingsmaatregelen meet. Het nieuwe model en de resultaten worden voorgesteld in paragraaf 5. Indien abstractie gemaakt wordt van de significantie van de dummy-coëfficiënten, lijken er zich in grafiek 2 nog verschillende andere zones af te tekenen. Zo lijken de ontvangsten groter in de periode maart 2002 t.e.m. mei 2002, terwijl ze, met uitzondering van februari 2003, dan weer opvallend lager liggen in de periode die daarop volgt. Vanaf oktober 2003 is voor een onafgebroken reeks van maanden opnieuw sprake van bovengemiddelde maandelijkse ontvangsten. Het afbakenen van dergelijke zones is tot op zekere hoogte arbitrair: zo zou een andere waarnemer van oordeel kunnen zijn dat de periode maart 2002 t.e.m. september 2003 het best kan ingedeeld worden in volgende 2 subperiodes: maart 2002 t.e.m. februari 2003 en maart 2003 t.e.m. september 2003. Om na te gaan of deze patronen betekenisvol zijn en hoe die in de tijd moeten afgebakend worden, werden diverse specificaties uitgetest. De twee best presterende modellen worden voorgesteld in paragrafen 6 en 7. Bij de bespreking van deze modellen wordt teruggekoppeld naar de overige in paragraaf 3 beschreven te verwachten reacties. Andermaal moet er evenwel op gewezen worden dat het hier om voorzichtige indicaties van gedragseffecten gaat, gezien de beperkte post-hervorming dataset en het niet bestaan van aanvullende literatuur of studies die dergelijke reacties kunnen ondersteunen. 5. SCHATTINGSRESULTATEN: UITBREIDING 1:UITSTELMODEL Zoals hiervoor aangegeven vallen de lage ontvangsten in de periode december 2001 februari 2002 (negatieve waarden voor de dummy s in figuur 2) onmiddellijk op. In een eerste model nemen we daarom twee extra dummy s op: een dummy voor de ontvangsten in de periode 12.2001 tot 02.2002 (zone 1 in figuur 3), en een dummy voor de ontvangsten na 03.2002 tot 07.2004 (einde van de dataset)(zone 2 in figuur 3). Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 7

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen figuur 3: waarde en significantie van de dummy's in basismodel met uitbreiding 1 (uitstelmodel) 30 Zone 1 Zone 2 20 10 0-10 sep/01 jan/02 mei/02 sep/02 jan/03 mei/03 sep/03 jan/04 mei/04-20 -30 t>1,8 1,4<t<1,8 t<1,4 De onderstaande tabel presenteert de corresponderende schattingsresultaten: Uitbreiding 1: uitstelmodel Te verklaren variabele: ontvangen registratierechten (in miljoenen euro s) Verklarende variabelen: coëfficiënt t-waarde Constante -24,292-0,982 Dummy januari +20,445 +8,262 Dummy februari +1,452 +0,587 Dummy maart -6,848-2,746 Dummy april +0,253 +0,102 Dummy mei +3,715 +1,491 Dummy juni +6,063 +2,433 Dummy juli +13,471 +5,401 Dummy augustus +22,475 +8,857 Dummy september -13,864-5,46 Dummy oktober +4,778 +1,883 Dummy november +10,606 +4,18 Reële rente (6 maanden vertraagd) -3,782-6,004 Inflatie (6 maanden vertraagd) -1,647-1,931 Algemeen indexcijfer van de consumptie- +1,152 +5,644 prijzen (6 maanden vertraagd) vertrouwen (6 maanden vertraagd) +0,256 +4,186 dummy 12/2001 02/2002 (zone 1) -17,731-4,185 dummy 03/2002 07/2004 (zone 2) -0,632-0,288 R 2 = 90,1% 8

2 Deze schatting heeft een R van 90,1% wat vergelijkbaar is met de verklaringskracht van het basismodel. De dummy voor de periode december 2001 februari 2002 is negatief en significant verschillend van 0 (t-waarde kleiner dan 2). Dit model bevestigt onze intuïtie dat er gedurende de periode december 2001 februari 2002 beduidend minder ontvangsten waren. Het in paragraaf 3 besproken uitsteleffect lijkt ons een verdedigbare verklaring voor deze tijdelijke daling van de ontvangsten (met 17,731 miljoen euro gedurende 3 maanden). De dummy met waarde 1 voor de periode maart 2002 tot juli 2004 heeft daarentegen een waarde die niet significant verschillend is van 0. Behalve in de drie bovenvermelde maanden wijken de ontvangsten dus niet af van het niveau dat het model zou voorspellen indien de hervorming niet had plaatsgevonden. Dit resultaat geeft dus een indicatie dat het basismodel, ook na de hervorming van de registratierechten, tamelijk geschikt blijft om de ontvangsten te voorspellen. De niet-significante dummy met betrekking tot zone 2 kan ook geïnterpreteerd worden als evidentie van het gegeven dat er zich compenserende effecten hebben voorgedaan. De nietsignificante coëfficiënt weerspiegelt in deze optiek de combinatie van het tariefeffect en het prijs- en/of transactie-effect. Door de simultane impact van deze effecten zou de hervorming(behalve voor wat de maanden in zone 1 betreft) een budgettair neutrale operatie geweest zijn. De vraag die zich daarbij stelt is of deze bevinding niet te wijten is aan de brede definiëring van zone 2. Toetsing van een reeks dummy s voor alternatieve periodes lieten toe de uitspraken te verfijnen. De uitgebreide modellen die aangeboden worden in paragrafen 6 en 7 vormen het resultaat van deze sensitiviteitsanalyses. 6. SCHATTINGSRESULTATEN: UITBREIDING 2 : 2 PERIODENMODEL Het tweede model analyseert twee anders gedefinieerde periodes (zie figuur 4). De waarde van de dummy s in de afgebakende zones geven een grafische indicatie dat de hervorming van de registratierechten in heel wat maanden tot significant lagere ontvangsten heeft geleid in de periode december 2001 september 2003. Vanaf oktober 2003 tot juli 2004 (einde dataset) is er zelfs een indicatie dat de registratierechten zijn gestegen. Deze impressies vragen om statistische bevestiging (zie tabel met resultaten op de volgende pagina). 40 30 20 10 0-10 -20-30 sep/01 figuur 4: waarde en significantie van de dummy's basismodel : uitbreiding 2 jan/02 mei/02 sep/02 Zone 1 jan/03 mei/03 t>1,8 1,4<t<1,8 t<1,4 sep/03 Zone 2 jan/04 mei/04 Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 9

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen De schatting bevestigt dat de ontvangsten in de periode december 2001 september 2003 lager zijn dan wat mocht worden verwacht indien de overheid de registratierechten niet had hervormd (t-waarde < -2). De ontvangsten zijn per maand 4,664 miljoen euro lager dan verwacht. Deze daling zou in de logica van paragraaf 3 voornamelijk gedreven kunnen zijn door het negatieve tariefeffect. Vanaf oktober 2003 vinden we echter een lichte indicatie dat de ontvangsten hoger zijn dan verwacht (een t-waarde van 1,5 duidt op een licht significant verband). Deze schatting impliceert dat de overheid 4,411 miljoen euro extra heeft ontvangen (en nog zal ontvangen) vanaf oktober 2003. Deze resultaten zouden een aanwijzing kunnen vormen dat het negatieve tariefeffect vanaf oktober 2003 meer dan gecompenseerd wordt door het positieve prijs en transactie effect/ Ook het positieve compliance effect van de hervorming kan hier aan de oorsprong liggen. Uitbreiding 2: 2 periodenmodel Te verklaren variabele: ontvangen registratierechten (in miljoenen euro s) Verklarende variabelen: coëfficiënt t-waarde Constante -25,461-1,015 Dummy januari +20,501 +8,167 Dummy februari +1,516 +0,604 Dummy maart -5,566-2,218 Dummy april +1,526 +0,608 Dummy mei +5,005 +1,995 Dummy juni +7,339 +2,926 Dummy juli +14,754 +5,879 Dummy augustus +24,188 +9,445 Dummy september -12,118-4,728 Dummy oktober +5,781 +2,26 Dummy november +11,599 +4,534 Reële rente (6 maanden vertraagd) -3,568-5,574 Inflatie (6 maanden vertraagd) -2,024-2,358 Algemeen indexcijfer van de consumptie- +1,147 +5,539 prijzen (6 maanden vertraagd) vertrouwen (6 maanden vertraagd) +0,26 +4,172 dummy 12/2001 09/2003 (zone 1) - 4,664-2,070 dummy 10/2003 07/2004 (zone 2) +4,411 +1,511 R 2 = 89,8% Merken we tenslotte nog op dat de verklaringskracht van het model iets daalt maar toch rond het niveau van 90% blijft. De stabiliteit van de tekens van de macro-economische variabelen en de maanddummy s geeft aan dat het model vrij robuust is. 10

7. SCHATTINGSRESULTATEN: UITBREIDING 3: 4 PERIODENMODEL Tot slot identificeren we 4 relevante zones waarvoor dummy s worden gecreëerd (zie figuur 5).We behouden de zone 1 van het uitstel-model en delen de andere zones op in volgende subperiodes: - de periode maart 2002 t.e.m. februari 2003 (zone 2): voor deze periode is er geen duidelijk effect van de hervorming op de voorspelde overheidsontvangsten; - de periode maart 2003 t.e.m. september 2003 (zone 3): de dummy s wijzen hier uit dat er voor dit tijdvak te maken hebben met beduidend lagere overheidsontvangsten; - de periode oktober 2003 -(zone 4): vanaf oktober 2003 en vnl. in januari 2004 nemen de geïnde registratierechten opnieuw toe.uitbreiding 2 bij het basismodel (2 periodenmodel) gaf reeds aan dat deze zone betekenisvol is voor de effecten van de hervorming. figuur 5: waarde en significantie van de dummy's in model met uitbreiding 3 (4 periodenmodel) 30 Zone 1 Zone 2 Zone 3 Zone 4 20 10 0-10 sep/01 jan/02 mei/02 sep/02 jan/03 mei/03 sep/03 jan/04 mei/04-20 -30 t>1,8 1,4<t<1,8 t<1,4 Deze periodes corresponderen met de 4 onderstaande dummy s: Dummy 12/01-02/02 meet het uitstel van verkopen in de periode december 2001 tot (en met) februari 2002. Voor deze dummy vonden we reeds een significant negatieve waarde bij het schatten van model 1. Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 11

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen Dummy 03/02 02/03 meet het effect van de hervorming op de ontvangsten in de periode maart 2002 februari 2003. Dummy 03/03-09/03 meet het effect van de hervorming op de overheidsontvangsten gedurende de periode maart 2003 september 2003. Dummy 10/03-07/04 meet het effect van de hervorming op de overheidsontvangsten voor de periode vanaf oktober 2003 tot het einde van de dataset. Voor deze dummy vonden we reeds een significant positieve waarde bij het schatten van model 2: het positieve prijs effect en transactie effect, en eventueel het positieve compliance effect van de hervorming, compenseert het negatieve ontvangsten effect. Uitbreiding 3: 4 perioden-model Te verklaren variabele: ontvangen registratierechten (in miljoenen euro s) Verklarende variabelen: coëfficiënt t-waarde Constante -23,878-1,01 Dummy januari +20,455 +8,649 Dummy februari +1,47 +0,622 Dummy maart -6,25-2,616 Dummy april +0,856 +0,359 Dummy mei +4,325 +1,811 Dummy juni +6,665 +2,792 Dummy juli +14,071 +5,888 Dummy augustus +23,485 +9,631 Dummy september -12,829-5,257 Dummy oktober +4,843 +1,998 Dummy november +10,663 +4,397 Reële rente (6 maanden vertraagd) -3,65-6,048 Inflatie (6 maanden vertraagd) -1,87-2,284 Algemeen indexcijfer van de consumptie- +1,14 +5,838 prijzen (6 maanden vertraagd) vertrouwen (6 maanden vertraagd) +0,266 +4,49 dummy 12/2001 02/2002 (zone 1) -16,821-4,147 dummy 03/2002 02/2003 (zone 2) +0,111 +0,046 dummy 03/2003 09/2003 (zone 3) -7,855-2,661 dummy 10/2003 07/2004 (zone 4) +4,392 +1,596 R 2 = 91,1% Uit de R²-waarde kunnen we afleiden dat deze specificatie beter scoort dan alle voorgaande 2 modellen( R =91,1%). Ook uit onderstaande figuur 6 kan worden afgeleid dat de model fit zeer bevredigend is. 12

We vinden een aantal indicaties, gegeven de waarden van de dummy s en gegeven de hierboven vermelde zones, dat de hervorming van de registratierechten een aantal effecten heeft gehad op de overheidsontvangsten: De hervorming van 01/01/2002 heeft geleid tot het vertragen van de aankoopbeslissingen wat resulteerde in lagere belastingontvangsten gedurende de periode december 2001 tot februari 2002. Dit resultaat bevestigt het reeds in het eerste alternatieve model geteste en bevestigde uitsteleffect.ook suggereert dit resultaat dat het uitsteleffect slechts gedurende 2 maanden heeft aangehouden. Vanaf maart 2002 en dit tot en met juni 2002 kenden de ontvangsten een relance en was er dus van uitstel geen sprake meer. De opbrengsten uit de geïnde registratierechten vielen in deze periode dus hoger uit dan verwacht, maar het verschil was anderzijds wel te beperkt om significant te zijn. figuur 6: model fit 140 120 100 80 60 40 20 0 1 10 19 28 37 46 55 64 73 82 91 100 109 118 127 136 145 154 163 ontvangsten registratierechten voorspelde ontvangsten registratierechten Vraag is wat kan de positieve dummywaarden in zone 2 verklaren? De niet significante coëfficiënt van de dummy die ingevoerd werd voor de periode 03/2002 02/2003 vormt Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 13

Steunpunt Beleidsrelevant Onderzoek - Bestuurlijke Organisatie Vlaanderen mogelijk een extra bevestiging voor het uitstelgedrag in de voorgaande periode. Het is plausibel te veronderstellen dat de tijdens de maanden november 2001-februari 2002 uitgestelde ontvangsten wel gerealiseerd werden in de lente van 2002. Deze extra ontvangsten kunnen op dat moment het negatieve tariefeffect van de hervorming gedurende deze periode gecompenseerd hebben. Anderzijds is het ook denkbaar dat de invoering van de euro tot extra aankopen heeft geleid (zwart geld dat net voor de invoering van de euro in onroerend goed werd geïnvesteerd) waardoor het negatief effect van de hervorming op de ontvangsten is uitgebleven. Gegeven de administratieve vertraging bij het innen en doorstorten van de registratierechten kan dit in deze periode tot extra ontvangsten van de registratierechten hebben geleid. In zone 3 (maart 2003 tot en met september 2003) tellen we vooral maanden tijdens dewelke de ontvangsten zijn ingekrompen. De dummy die voor deze periode werd ingevoerd is verder ook significant. De datareeks lijkt aan te geven dat het in paragraaf 3 gesitueerde tariefeffect (inclusief abattement en meeneembaarheid) vooral in deze periode haar stempel gedrukt heeft op de budgettaire ontwikkelingen. Concreet is er sprake van een daling van de belastingontvangsten met 7,855 miljoen euro per maand. Ook de dummy verbonden met zone 4 (oktober 2003-juli 2004) heeft een significante coëfficiënt. Tijdens deze periode zou de overheid volgens dit model + 4,392 miljoen euro extra ontvangen registratierechten per maand genoteerd hebben. Merk op dat deze variabele in deze schatting een hogere t-waarde dan in vorige schattingen vertoont, waardoor de coëfficiënt nog betrouwbaarder is. De netto verhoging van de ontvangsten lijkt ons enkel te verklaren op basis van de in paragraaf 3 geciteerde prijs- en/of transactie-effecten die in deze periode sterker bleken dan het tariefeffect. Ook het noncompliance-effect heeft hier mogelijk een rol gespeeld. In vergelijking met de overige 2 significante coëfficiënten is deze coëfficiënt wel aan de lage kant. 8.DISCUSSIE In vorige paragrafen werden diverse modellen voorgesteld om de schatting van de registratierechten ex-post de hervorming te verfijnen. De opeenvolgende schattingen leveren vrij stabiele coëfficiënten op voor de basisvariabelen en de goodness-of fit is met R²-waarden in de buurt van 90% vrij bevredigend te noemen. De analyses lijken vooral m.b.t. de periodes december 2001-februari 2002 en oktober 2003 tot juli 2004 indicaties op te leveren over de budgettaire effecten van de fiscale hervorming. Toch is voorzichtigheid geboden bij het interpreteren van de voorliggende resultaten. Er kan inderdaad opgemerkt worden dat de conclusies verbonden aan het meest verfijnde model (4 periodenmodel) gebaseerd zijn op een beperkte set van aanwijzingen (ondanks het gegeven dat de geschatte dummy s wel significant verschillend zijn van 0). Met name kan er worden geopperd dat de significantie van de dummy 03/03-09/03 (zone 3) en dummy 10/03-07/04 (zone 4) wordt gedreven door een klein aantal significante waarden (zie figuur 5). Meer specifiek nog is de vraag pertinent of, op basis van 3 waarnemingen (+28 miljoen euro ontvangsten in januari 2004 met t-waarde >1,8; +10,76 miljoen euro in november 2003 en 14

+10,72 miljoen euro in juli 2004, beide met een t-waarde > dan 1,4 maar kleiner dan 1,8), kan worden aangetoond dat de ontvangsten vanaf oktober 2003 tot het einde van de dataset (juli 2004) hoger uitvallen. Er blijft bijgevolg twijfel bestaan over het gegeven of de ontvangsten na de hervorming daadwerkelijk zijn gestegen. 9.CONCLUSIE De schattingen bevestigen de conjunctuurgevoeligheid van de ontvangsten van de registratierechten (de resultaten zijn stabiel over de verschillende schattingen). Er is duidelijk een negatief verband tussen de reële hypothecaire rente en de ontvangen registratierechten. Ook is er een negatief verband tussen de inflatie en de registratierechten. Een stijging van het algemeen prijsniveau en het consumentenvertrouwen doet de ontvangsten echter stijgen. De invloed van deze variabelen is 6 maanden vertraagd. Bovendien zijn er, door de specifieke werking van de administratie, meer ontvangsten in januari, mei, juni, juli, augustus, oktober en november. Beduidend minder ontvangsten zijn er in maart en september. Voorzichtigheid blijft geboden bij het interpreteren van de resultaten met betrekking tot de effecten van de hervorming van de registratierechten op de overheidsontvangsten. In elk geval lijkt er een betrouwbare indicatie te zijn dat de huidige ontvangsten niet lager zijn dan de registratierechten die de overheid zou ontvangen indien de hervorming niet had plaatsgevonden. De tijdelijke daling in de ontvangsten (december 2001 september 2003, waarbij het neutrale effect in de periode maart 2002 februari 2003 al of niet wordt meegenomen) lijkt op basis van onze analyse vanaf oktober 2003 gecompenseerd te worden. Dit zou erop wijzen dat de daling in de ontvangsten ten gevolge van de tariefdaling, het abattement en de meeneembaarheid, is geneutraliseerd door extra ontvangsten ten gevolge van (eventueel) extra transacties en een stijging in de prijzen van vastgoed. Het is echter te vroeg om met zekerheid te kunnen aantonen dat door de hervorming de ontvangsten gestegen zijn. Een herschatting, wanneer we over meer data beschikken, is dan ook aangewezen. Fiscaal Spoor Hogeschool Gent 15