Deel 4: Een huurprijsindex voor Vlaanderen - Steunpunt wonen

Huurprijzen en richthuurprijzen
Deel IV:
Een huurprijsindex voor Vlaanderen
Frank Vastmans
Paul de Vries

Auteurs:
Frank Vastmans
Paul de Vries
Datum:
31 januari 2012
Verantwoordelijke uitgever:
Steunpunt Ruimte en Wonen
Kasteelpark Arenberg 51 bus 2429 - 3001 Heverlee
Tel: +32 (0)16/32 13 36
Email: info@steunpuntruimteenwonen.be
ISBN 000-00-000-0000-0
Dit rapport kwam tot stand met de steun van de Vlaamse Gemeenschap: Programma Steunpunten voor
Beleidsrelevant Onderzoek. In deze tekst komt de mening van de auteur naar voor en niet die van de
Vlaamse Gemeenschap. De Vlaamse Gemeenschap kan niet aansprakelijk gesteld worden voor het gebruik
dat kan worden gemaakt van de meegedeelde gegevens.

Inhoudstafel
1. Opzet en introductie 5
1.1 Opzet 5
1.2 Introductie 5
2. Methodologie 10
2.1 Methode van herhaalde waarnemingen 10
2.2 Data 13
3. Resultaten huurprijsindex 16
4. Revisie, het effect van nieuwe contracten 21
5. Regionale differentiatie 23
6. Verdere verfijningen 24
7. Conclusie 25
iii

1. Opzet en introductie
1.1 Opzet
Vlaanderen heeft weinig betrouwbare informatie over de ontwikkeling van de
huurprijzen. Huurcontracten in Vlaanderen hebben over het algemeen een looptijd
van drie of negen jaar. Huurder en de verhuurder kunnen tussen de negende en
de zesde maand vóór het verstrijken van elke driejarige periode overeenkomen dat
de huurprijs wordt herzien, wat veelal echter niet gebeurd. Bij een
huurovereenkomst met een nieuwe huurder staat het de verhuurder vrij een
nieuwe huurprijs te bepalen. Vanaf 2007 is gestart met het registeren van deze
overeenkomsten en is een inventarisatie gemaakt van de lopende
overeenkomsten. Dit onderzoek beschrijft de ontwikkeling van een huurprijsindex
voor Vlaanderen en geeft een beeld van de evolutie van de index over het laatste
decennium. Een index geeft de prijsevolutie weer van eenzelfde goed met gelijke
kwaliteitskenmerken doorheen de tijd, en hierin verschilt een huurprijsindex
essentieel van de evolutie van gemiddelde prijzen. Een gemiddelde huurprijs hangt
immers af van de samenstelling van het huurwoningenbestand die kan variëren
doorheen de tijd (soort woning, kwaliteitsniveau, …). Het model voor de
berekening van de index is gebaseerd op herhaalde waarnemingen van nieuwe
huurovereenkomsten. Een herhaalde waarneming van contracten bestaat dus uit
twee contracten met betrekking tot dezelfde woning maar nieuwe huurders. We
gebruiken registerdata van bijna 500.000 huurhuizen waarvan voor meer dan
30.000 huizen er herhaalde contracten zijn tussen 1990 en 2010.
1.2 Introductie
In Vlaanderen woont ongeveer 18,5% van de bevolking in een private huurwoning
en nog eens een bijkomende 5,6% in een sociale huurwoning volgens de
woonsurvey (Heylen 2007). Tot op heden is er echter geen betrouwbare informatie
beschikbaar aangaande de evolutie van de huurprijs, die het resultaat is van
contractonderhandelingen tussen de huurder en verhuurder. De
huurovereenkomsten in Vlaanderen hebben historisch een wettelijke looptijd van
negen jaar. Tegenwoordig blijkt echter dat de meerderheid (53%) van de
afgesloten huurovereenkomsten kortlopend zijn met een contractduur van drie jaar
of minder (zie deel II) Aangezien het hier gaat over de geregistreerde
huurcontracten gaat het over huurcontracten die enkel dienen voor huisvesting.
Kamers vallen hier ook onder, maar een pand dat ook wordt gebruikt voor andere
doeleinden, niet. Er moet eveneens een onderscheid gemaakt worden tussen de
werkelijke en de overeengekomen duur van het huurcontract. Een huurcontract
kan in werkelijkheid eerder beëindigd worden, of omgekeerd, kan worden verlengd.
Om het onderscheid tussen opeenvolgende huurcontracten te maken gebruiken
we daartoe volgend onderscheid :
Verlenging huurcontract : de duurtijd van het bestaand huurcontract wordt
verlengd, zonder prijswijziging.
Hernieuwing huurcontract : Het bestaand huurcontract wordt verlengd met inbegrip
van een prijswijziging (wat in bepaalde gevallen mogelijk is)
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 5

Nieuw huurcontract : Bij een nieuw huurcontract stopt het bestaande huurcontract
volledig. De verhuurder kan hierdoor een nieuwe huurprijs bepalen. 1
In onze analyse focussen we op het verschil tussen oude en nieuwe
huurcontracten, meer bepaald op herhaalde waarnemingen die gedefinieerd zijn
als twee opeenvolgende contracten voor eenzelfde woning met verschillend
aanvangsjaar. 2
We gaan ervan uit dat de meeste huurprijzen van meerjarige huurovereenkomsten
jaarlijks geïndexeerd worden met de gezondheidsindex. Figuur 1 geeft dit
schematisch weer. De gezondheidsindex volgt min of meer eenzelfde ontwikkeling
als de consumptieprijsindex (CPI) volgt. De gezondheidsindex geeft dus de
prijsstijging van lopende contracten weer, niet van nieuwe contracten. Als we hier
spreken over huurprijsindex, bedoelen we de evolutie van de prijzen tussen
opeenvolgende nieuwe contracten. Op die manier krijgen we een idee hoe de
huurprijs van gelijkaardige woningen doorheen de tijd evolueren.
Voor de berekening van de consumptieprijsindex wordt er door de Eenheid
Consumptieprijzen van ADSEI eveneens een huurprijsindex berekend, zowel voor
de sociale als de private huur. Sedert 1 januari 2004, neemt deze regelmatig, in elk
van de provincies, de huurprijzen op van een aantal niet-sociale woningen (staal
per provincie). De index wordt berekend op basis van een jaarlijks gemiddelde
huurprijs. Sytematisch wordt een deel van de steekproef vervangen opdat de
steekproef niet verouderd geraakt. Hierbij stelt zich echter een probleem. Het
gevaar bestaat immers dat een kleinere, goedkope woning die uit de steekproef
valt, door een grotere en duurdere woning vervangen wordt. De huurprijsindex zou
in dit geval vertekend zijn aangezien de huurprijsindexstijging die hiervan een
gevolg is louter toe te wijzen is aan een gewijzigde samenstelling van de
steekproef. Om hiervoor te corrigeren wordt een kettingregel toegepast waardoor
de sprong in de huurprijs bij een vervanging in de steekproef niet mee wordt
opgenomen. Uit de beschikbare informatie m.b.t. methodologische uitleg valt niet
af te leiden of de steekproef ook onderhevig is aan huurderswissels. In de mate dat
een nieuwe huurder niet wenst deel te nemen aan de enquête, zal deze uitval uit
de steekproef immers leiden tot vertekende resultaten aangezien men kan
verwachten dat de huurprijs volgens het wettelijk kader enkel bij het aangaan van
een nieuw huurcontract boven de gezondheidsindex kan uitstijgen. Er bestaat dus
een vermoeden dat de nationale huurprijsindex een onderschatting is van de
realiteit, zoals ook door Defeyt (2011) geformuleerd is. Aan de hand van diverse
partiële schattingen verwacht Defeyt een huurprijsstijging die jaarlijks 1% hoger ligt
dan deze aangegeven door de nationale huurindex. In dit rapport trachten we aan
de hand van nieuwe huurcontracten hier een antwoord op te bieden.
1 Er is één wettelijke beperking bij het instellen van de huurprijs bij
een nieuw contract, namelijk in het geval de verhuurder een korte
termijn huurcontract heeft opgezegd. Een nieuw korte termijn
huurcontract zal in dat geval niet meer mogen bedragen dan een
indexering van de huurprijs in het vorige contract. Deze regel is in de
praktijk echter moeilijk op te volgen.
2 In het geval verlengingen of hernieuwingen van huurcontracten
geregistreerd worden, zal dit geen significante invloed op de berekening
van de huurprijsindex hebben zoals bij de bespreking van de
methodologie zal blijken.
6

Figuur 1 Schematische weergave van een huurovereenkomst die na drie jaar wordt
herzien, de ontwikkeling van de gezondheidsindex en de huurprijsindex
440 €
430 €
420 €
410 €
400 €
390 €
380 €
Figuur 2a De ontwikkeling van de gezondheidsindex, een index op basis van gemiddelde
huurprijzen (AAPD) en de nationale huurprijsindex, 2000=100
140
130
120
110
100
90
80
2000
NIEUW
CONTRACT
Bron: ADSEI, AAPD
Contract 3 jaar
Gezondheidsindex
Huurprijsindex
LOPEND
CONTRACT
2005 2006 2007 2008
Gemiddelde huur Gezondheidsindex Nationale huurprijsindex
2001
2002
2003
2004
440 €
430 €
420 €
410 €
400 €
390 €
380 €
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 7
2005
LOPEND
CONTRACT
2006
2007
NIEUW
CONTRACT
2008
2009

In het verleden was er enkel informatie beschikbaar op basis van steekproeven
aangaande ontwikkelingen in de huurprijs. Zo stellen Heylen e.a. (2007) vast dat
de gemiddelde huurprijs in prijzen van 2005 in de periode 1997-2005 gestegen is
van 363 euro naar 396 euro. Wat betreft administratieve data werden
huurcontracten voor het jaar 2007 slechts in beperkte mate geregistreerd. In 2007
werd de registratie van de huurcontracten bij private verhuurders nieuw leven
ingeblazen en wordt deze nu relatief goed opgevolgd (zie deel II). Het register
wordt bijgehouden door de AAPD (Algemene Administratie der
Patrimoniumdocumentatie), een onderdeel van de FOD Financiën. Doordat ook
eerdere huurovereenkomsten werden aangeboden is er ook informatie over de
huurprijzen beschikbaar in de periode voor 2007. Maar ook zonder deze eerder
geregistreerde huurovereenkomsten is er informatie beschikbaar voor vroegere
jaren. Bij de registratie van een lopend contract kan het jaar van aanvang veel
vroeger zijn dan het jaar van de registratie zelf. We zullen zien dat de door ons
gehanteerde methode hier informatie uit kan puren om niet alleen vanaf 2007,
maar ook hiervoor een huurprijsindex te berekenen. De betrouwbaarheid in
eerdere jaren hangt voornamelijk af van de hoeveelheid geregistreerde contracten
in een bepaald aanvangsjaar. De huurovereenkomsten bevatten weinig informatie
aangaande woningkenmerken. Er is enkel gestandaardiseerde informatie
beschikbaar met betrekking tot de huurprijs en de duur van de huurovereenkomst.
De geregistreerde huurovereenkomsten werpen licht op de evolutie van de
huurprijzen. Tabel 1 toont de toename van de gemiddelde huurprijs. Deze
prijsstijgingen zijn redelijk sterk. Figuur 2b toont dat de data van AAPD trouwens
redelijk goed overeenkomen met gegevens uit de woonsurvey 3 . De gemiddelde
huurprijs in de vroegere jaren is echter voornamelijk bepaald woningen met een
lange termijn huurcontract, terwijl de meer recente gegevens de korte termijn
contracten meer dan evenredig doorwegen. Indien de huurprijzen voor korte
termijn contracten een hogere huurprijs vertonen zal de getoonde prijsstijging
vooral een compositie-effect zijn, wat mede de sterke prijsstijging in 2008 zou
kunnen verklaren. In dit artikel beschrijven wij de methode van herhaalde
waarnemingen om de veranderingen in de huurprijs van de gemiddelde woning in
beeld te brengen.
3 Aangezien het aantal huurcontracten per aanvangsjaar in de
woonsurvey klein is, werken we niet met de mediaan maar met het
gemiddelde die in dat geval informatiever is. Voor grotere steekproeven
kan de mediaan informatiever zijn omdat deze niet beïnvloed wordt
door uitschieters.
8

Tabel 1 Gemiddelde huur van de woningen in de AAPD databank met geregistreerde
huurcontracten
Jaar van het contract Gemiddelde %-verandering
2000 414
2001 429 3,4%
2002 448 4,4%
2003 466 4,1%
2004 480 3,0%
2005 496 4 3,4%
2006 504 1,7%
2007 510 1,1%
2008 557 9,2%
2009 574 3,1%
Bron: AAPD, Deel II, en eigen bewerking (gekuiste AAPD databank met huurprijzen waarbij
geïndexeerde waarden anno 2010 liggen tussen 250 € en 1800 €)
Figuur 2b Gemiddelde huurprijzen van AAPD en Woonsurvey* volgens aanvangsjaar
700 €
600 €
500 €
400 €
300 €
200 €
100 €
woonsurvey
AAPD
0 €
1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
* Aangezien de huurprijzen in de woonsurvey in 2005 bevraagd zijn, zijn de huurprijzen voor
vroegere aanvangsjaren verlaagd op basis van de gezondheidsindex om zo de huurprijs bij
aanvang van het contract te kunnen bepalen. Voor een contract dat aangegaan is in 1995
tegen 340 € zal in 2005 400 € huur betaald moeten worden, in de veronderstelling dus dat
alle lopende contracten geïndexeerd worden met de gezondheidsindex.
4 Volgens de resultaten van de Woonsurvey 2005 bedraagt de
gemiddelde maandelijkse huurprijs zonder kosten op de private
huurmarkt in Vlaanderen 431 €.
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 9

10
2. Methodologie
Het doel van de huurprijsindex is het volgen van de gemiddelde huurprijsevolutie
van een huurwoning. De keuze van de methode voor het schatten van de index
hangt af van dit doel (fit-to-purpose). De gebruikelijke klassieke methoden
(gemiddelde en mediaan) vallen af door hun beperkingen omdat geen rekening
wordt gehouden met mogelijke veranderingen in de samenstelling van verhuurde
huizen over de verschillende perioden (analoog aan Bourassa et al., 2006).
Wanneer bijvoorbeeld in een gegeven periode huurcontracten worden afgesloten
voor een disproportioneel aantal hoogwaardige huizen zal de gemiddelde of
mediane huurprijs toenemen, hoewel de huurprijs niet noodzakelijkerwijs
toegenomen is (Case en Shiller, 1987). Deze tekortkomingen impliceren dat een
alternatieve methode gezocht moet worden om een huurprijsindex voor
Vlaanderen te kunnen construeren.
Internationaal meer gangbare methoden zijn de hedonische prijsanalyse, de
weighted repeat sales (herhaalde waarnemingen) of een combinatie van beide
(hybride modellen). De keuze van de methode hangt mede af van de kenmerken
van de beschikbare databestanden. De hedonische prijsanalyse kan alleen
toegepast worden als er op het moment van verkoop/verhuur voldoende informatie
over de woningkwaliteit aanwezig is, bijvoorbeeld aantal kamers, woonoppervlakte,
de aanwezigheid van een bad of tuin (Rosen, 1974). Een vereiste voor een
hedonische prijsanalyse is een ruime set van verklarende variabelen (Wang en
Zorn, 1997). Aangezien het huurovereenkomstenbestand van het AAPD/FOD
Financiën onvoldoende informatie bevat over de woningkarakteristieken (grootte,
aantal kamers, enz.) valt een hedonische analyse (en dus ook een hybride model)
af. Het bestand bevat daarentegen wel actuele en betrouwbare informatie van alle
huurovereenkomsten, inclusief het tijdstip van contractverlenging en de huurprijs.
Deze structuur sluit naadloos aan op de voorwaarden voor het gebruik van de
methode van herhaalde waarnemingen, internationaal gekend als de Repeat Sales
Methode. Doordat de (huur)prijs van dezelfde woning in de tijd wordt vergeleken,
wordt (deels) gecorrigeerd voor pakketsamenstelling.
De repeat sales methode werd voor het eerst in 1927 toegepast (zie Bailey e.a.
1963). Bailey, Muth, and Nourse (1963) waren de eersten die een woningprijsindex
ontwikkelden die gebaseerd is op herhaalde waarnemingen. Het grootste nadeel
aan het gebruik van deze methode is dat ze een grote dataset vereist omdat alleen
gebruik gemaakt kan worden van opeenvolgende huurovereenkomsten afgesloten
voor dezelfde woning. Onze dataset bevat alle geregistreerde
huurovereenkomsten vanaf januari 2007 in Vlaanderen, meer dan 461.00 (deel II),
waarvan 34.769 herhaalde 5 . Ze is daardoor voldoende groot voor het model van
de herhaalde waarnemingen om de huurprijsindex voor Vlaanderen te construeren.
2.1 Methode van herhaalde waarnemingen
De methode van herhaalde waarnemingen (repeat sales method) is veelvuldig
beschreven in de literatuur (bijvoorbeeld: Bailey et al., 1963; Case en Shiller,
1987; Case en Shiller, 1989; Goetzmann, 1992; Calhoun, 1996; Jansen et al.,
2008). Voor dit artikel volstaan we met een beperkte beschrijving van de methode.
Hoewel de methode van herhaalde waarnemingen vooral wordt gebruikt voor het
in kaart brengen van evoluties in de prijs van huizen in de secundaire
5 Omwille van de nieuwe registratie, kunnen we enkel nieuwe contracten volgen. De
hernieuwde contracten kunnen niet worden onderscheiden op dit punt.

woningmarkt, verwachten wij dat de methode evenzeer bruikbaar is voor de
huurprijs van woningen.
In essentie schat het model de evolutie van de huurprijzen vanuit een verzameling
van huurprijzen betaald voor een pand op verschillende tijdstippen. We starten met
een eenvoudig fictief voorbeeld met slechts 1 gepaarde waarneming. Indien een
woning in 2000 verhuurd werd voor 500 euro, en in 2009 voor 650 euro, vinden we
dat deze woning 30% gestegen is. De huurindex zou 130 zijn in 2009 indien 2000
het referentiejaar zou zijn. We hebben echter geen informatie hoe de huurindex
tussen 2000 en 2009 verlopen is. Bij de volgende stap in dit voorbeeld voegen we
een volgende gepaarde waarneming toe. Een woning in 2006 werd verhuurd voor
500 euro, en in 2009 voor 550 euro. De huurprijzen zijn dus tussen 2006 en 2009
met 10% gestegen. Op basis van deze data kan ook de huurindex in 2006 met
referentiejaar 2000 berekend worden, namelijk door de huurprijsindex van 2009 te
delen door de ratio van de huurprijs in 2009 over de huurprijs in 2006 van de
tweede gepaarde waarneming. Dit geeft 118,2 (130 / 1,1). Onderstaand schema
vat dit voorbeeld samen.
Schema 1 Schematisch voorbeeld van 2 gepaarde huurcontracten en resulterende
huurindex
jaar 2000 2006 2009
Paar 1 500 € 650 €
Paar 2 500 € 550 €
huurindex 100 118,2 130
Vanaf het moment dat er meer gepaarde waarnemingen zijn dan indexjaren dienen
we een statistische methode toe te passen. De index zal dan niet voor elke
gepaard huurcontract de exacte vergelijking kunnen berekenen. Ze zal dan een
gemiddelde tendens weergeven, die de som van de verschillen met de exacte
evolutie van een gepaarde waarneming minimaliseert.
Hierbij wordt gebruik gemaakt van regressie-analyse met behulp van de kleinste
kwadratenschatter (Ordinary Least Squares) met als afhankelijke variabele de
logaritme van de ratio van de tweede huurprijs over de eerste huurprijs. Deze
afhankelijke variabele wordt dan geregresseerd op een set van variabelen die
correspondeert met de verschillende tijdsperioden. Elke periode heeft zijn eigen
variabele, behalve de eerste periode (de basis periode). Aan de dummy variabele
die correspondeert met de 2e waarneming wordt de waarde “+1” toegekend. Aan
de variabele die correspondeert met de 1e huurprijs wordt de waarde “–1” gegeven
en de variabelen die corresponderen met alle andere perioden krijgen, de waarde
“0”. De regressie-analyse bevat geen constante term (intercept), opdat de
coëfficiënten alleen geschat worden op basis van veranderingen in de huurprijzen
over tijd. De coëfficiënten die met behulp van de regressie analyse worden geschat
voor elke periode vormen de logaritmische waarden van de indexcijfers. De 1 ste
periode is de basis voor de index en de bijbehorende logaritmische waarde van
deze coëfficiënt is “0”. De coëfficiënten worden getransformeerd naar een
huurprijsindex door de exponentiële waarde te berekenen en de index te
vermenigvuldigen met 100. De indexcoëfficiënt voor de 1e (basis) periode wordt
dan 100. De regressievergelijking kan als volgt (Bailey, Muth en Nourse, 1963)
geschreven worden:
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 11

12
T
r b x u , (1)
itt ' j j itt '
j 1
In deze vergelijking geeft ritt’ de logaritme van de ratio van nieuwe huurprijs in
periode t’ tot initiële huurprijs in periode t voor paar van observaties i. b is een
kolomvector van de te schatten logaritmes van de index, en x is een n*T matrix
met waarden -1, 0 en 1, zoals eerder beschreven. Tot slot geeft μitt’ de
storingstermen weer in logaritmische vorm met gemiddelde gelijk aan nul, gelijke
variantie en geen onderlinge correlatie. We gebruiken dezelfde methode bij het
construeren van de huurprijsindex.
In 1987 publiceerden Case en Shiller een aangepaste versie van het model van
Bailey et al.: het gewogen herhaalde waarnemingen model (weighted repeat sales
model). Case en Shiller stelden dat hoe langer de tijd tussen twee waarnemingen,
hoe groter de variantie in de appreciatie van individuele huizen, bijvoorbeeld omdat
sommige huizen zeer goed onderhouden worden in de loop der tijd en andere
huizen juist helemaal niet. Naarmate de periode tussen twee verkopen langer is,
zal er daardoor meer verschil in woningprijzen optreden tussen verschillende
woningen. Als gevolg daarvan zullen de residuen (dat wil zeggen de verschillen
tussen de voorspelde en de geobserveerde scores) groter worden naarmate de
periode tussen aankoop en verkoop langer is. In statistische termen is er dan
sprake van het niet-constant zijn van de storingstermen en van zogenaamde
“heteroskedasticiteit”. Dit heeft als gevolg dat de coëfficiënten nog wel zuiver
geschat zijn, maar minder efficiënt (dat wil zeggen grotere standaardfouten). Case
en Shiller lossen dit probleem op door in de regressieanalyse te wegen voor de
toegenomen variantie die het gevolg is van de langere periode tussen twee
verkopen. Zij gebruiken hiervoor een drie-staps procedure die zij “weighted repeat
sales” noemen. Deze weegcorrectie vermindert de impact van woningen met een
relatief lange periode tussen aankoop en verkoop op de regressieanalyse
(Abraham en Schauman, 1991). Jansen et al. (2008) concludeerden op basis van
een empirische analyse echter dat er een negatief effect is van de lengte van de
periode op de variantie, hetgeen dus tegenstrijdig is met de theorie. Ook
concludeerden zij dat heteroskedasticiteit weliswaar aanwezig is, maar dat de
onverklaarde variantie minder dan één procent bedraagt. Deze
onderzoeksresultaten zijn gebaseerd op data uit de Nederlandse koopsector waar
de periode tussen twee herhaalde waarnemingen vele malen langer is dan die in
de Vlaamse huursector. Zoals eerder vermeld hebben 53% van de Vlaamse
huurovereenkomsten een termijn van niet langer dan 3 jaar, hetgeen impliceert dat
de kans op problemen veroorzaakt door heteroskedasticiteit klein is. In figuur 3
tonen we de huurprijsindex gebaseerd op zowel de gewogen als ongewogen
methode. De twee indexreeksen zijn nauwelijks van elkaar te onderscheiden,
hetgeen impliceert dat de (niet gewogen) methode van herhaalde waarnemingen,
gezien de karakteristieken van de dataset en onze doelstelling een adequate
methode is om een huizenprijsindex voor Vlaanderen te construeren.

Figuur 3 Ontwikkeling van de huurprijsindex, gewogen en niet gewogen model,
2000=100
2.2 Data
De database van de AAPD/FOD financiën bevat alle huurovereenkomsten
geregistreerd sinds 1 januari 2007 en alle lopende contracten die van toepassing
waren op 1 januari 2007. We zien dit terug in tabel 2; er zijn slechts 325 herhaalde
contracten afgesloten met de laatste registratie voor 2007. Voor de periode van
1990 tot eind 2009 zijn er in totaal 34.791 bruikbare paren van herhaalde
waarnemingen 6 . Contracten met geïndexeerde huurprijs kleiner dan 300 € of groter
dan 1500€ zijn eruit gefilterd. Deze eerder arbitraire cut-off punten moeten ervoor
zorgen dat enerzijds de studentenkamers niet mee opgenomen worden in de
huurprijsberekening, en anderzijds de exceptioneel dure woningen – woningen met
een handelsfunctie, foutief ingevulde registraties-. Voor meer details omtrent de
datakwaliteit verwijzen we naar deel II.
Het aantal herhaalde waarnemingen met een looptijd van minder dan 3 jaar is
26.095 (tabel 3), oftewel 75% van alle herhaalde waarnemingen. Omdat slechts
53% van alle huurovereenkomsten in de database van het AAPD/FOD financiën
een looptijd heeft van minder dan 3 jaar is er sprake van een sterke
6 Voor 146.519 contracten zijn er per ID registraties voor meerdere
aanvangsjaren. Het aantal gepaarde waarnemingen bedraagt echter
niet de helft. Het aantal is immers kleiner door het feit dat uitschieters
uit de finale dataset gelaten zijn. Daarnaast zijn er ook verschillende
registraties per jaar mogelijk. Volgens het AES is het zeker niet
uitzonderlijk dat een contract binnen het jaar stopgezet wordt,
waardoor meerdere registraties in eenzelfde aanvangsjaar mogelijk zijn.
Het grootste deel van deze meerdere registraties binnen het jaar zal
vooral te wijten zijn aan het feit dat appartementen zonder busnummer
hetzelfde adres toebedeeld kregen. In onze berekening hebben we de
gemiddelde huurprijs genomen voor meerdere registraties op hetzelfde
ID binnen hetzelfde aanvangsjaar. Dit zorgt voor een grotere variantie,
maar niet voor vertekeningen.
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 13

oververtegenwoordiging van huurovereenkomsten met een looptijd van minder dan
3 jaar in onze dataset van gepaarde waarnemingen. We verwachten dat deze
oververtegenwoordiging snel zal afnemen wanneer contracten met een looptijd
langer dan 3 jaar worden toegevoegd aan deze database (registratie van
huurovereenkomsten in de nabije toekomst). Verder blijkt dat een huurprijsindex
geschat op basis van gegevens uit de steekproefperiode tot en met 2007 slechts
gebaseerd is op 2.094 paren en dat dit aantal sterk toeneemt wanneer we de jaren
2008 en 2009 toevoegen. Voor de steekproefperiode 1990-2009 hebben we
uiteindelijk 34.791 paren van observaties. We schatten dus de ontwikkeling van de
huurprijs voor deze periode.
Tabel 2 Aantal herhaalde huurovereenkomsten volgens aanvangsjaar eerste en laatste
contract
14
Eerste jaar Laatste jaar
1990 37
1991 65
1992 63 1
1993 80
1994 89
1995 130
1996 157
1997 246
1998 19244 287 1
1999 446 325 3
2000 519 2
2001 673 3
2002 941 5
2003 1357 7
2004 2420 14
2005 4391 74
2006 7343 215
2007 10698 1769
2008 4849 14892
2009 17805
Total 34791 34791

Tabel 3 Lengte van de huurovereenkomst in jaren, naargelang het jaar van afsluiten van
de laatste van de twee huurovereenkomsten
Periode
Lengte in jaren
1990 1990
2007 2008 2009 2007 2008 2009
Percentage . Aantal (paren) herhaalde overeenkomsten.
1,2 of 3 jaar 81.7 76.3 75.0 1711 12959 26095
Meer dan
3 jaar 18.3 23.7 25.0 383 4027 8696
1 44.0 37.8 32.4 921 6416 11265
2 24.7 23.7 26.5 518 4030 9233
3 13.0 14.8 16.1 272 2513 5597
4 5.4 7.6 8.3 113 1286 2879
5 3.9 4.4 4.7 81 754 1634
6 2.1 3.0 3.1 44 509 1070
7 1.6 2.1 2.2 34 352 749
8 1.2 1.6 1.6 26 264 567
9 1.5 1.6 1.5 32 271 518
10 0.9 0.9 1.0 19 152 331
11 0.4 0.7 0.7 8 115 230
12 0.3 0.5 0.6 7 83 198
13 0.2 0.4 0.4 4 62 133
14 0.3 0.3 0.3 6 47 108
15 0.3 0.3 0.3 6 45 90
16 0.1 0.2 0.2 3 27 64
17 0.0 0.2 0.2 0 33 66
18 0.2 0.1 0 27 50
19 0.0 0 0 9
totaal 100.0 100.0 100.0 2094 16986 34791
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 15

16
3. Resultaten huurprijsindex
Zoals vermeld in de introductie is het doel van de huurprijsindex het volgen van de
evolutie van de gemiddelde huurprijs van een huurwoning in de bestaande
woningvoorraad van de huursector in Vlaanderen. De evolutie van de huurprijs kan
echter verschillend zijn naargelang de regio waarin een pand zich bevindt. Een
regionale differentiatie (punt 5) wordt later toegepast.
Hier houden we alvast rekening met het feit dat het aantal herhaalde contracten in
de verschillende regio’s/provincies mogelijk niet gelijk vertegenwoordigd zijn in de
dataset ten opzichte van de bestaande huurwoningvoorraad. Zo had een aantal
kantoren een registratieachterstand en vanaf 2007, met de oprichting van de
centrale databank, zijn al die achterstallige contracten in deze databank
ingebracht. Bij kantoren die de contracten tijdig, dus voor 2007, hadden
geregistreerd “verdween” deze registratie in de boeken. Het is omwille van deze
reden dat we besloten hebben de data te wegen naar de vijf provincies in
Vlaanderen, zodanig dat het overeenkomt met de huurwoningvoorraad in 2009,
waardoor de database waarmee de index geschat wordt, representatief is voor de
voorraad.
In de praktijk garandeert de wegingsprocedure dat de distributie overheen de vijf
provincies wordt weergegeven in de dataset van de herhaalde waarnemingen.
Deze procedure reduceert de selection bias door minder gewicht toe te kennen
aan observaties uit provincies die oververtegenwoordigd zijn in de steekproef. De
provincie Antwerpen krijgt in 2005 bijvoorbeeld een gewicht van 0,49 (zie tabel 4)
wat erop duidt dat Antwerpen oververtegenwoordigd is in onze steekproef in 2005
in vergelijking met de geregistreerde data in 2009. West-Vlaanderen is in 2005
ondervertegenwoordigd (gewicht van 4,96) in onze steekproef. Een hoger gewicht
duidt op een hogere impact op de resultaten. Bemerk dat aan elk jaar in onze
steekproef nieuwe gewichten worden toegewezen.
Tabel 4 Wegingsfactoren per provincie per jaar
Antwerpen Limburg
Oost-
Vlaanderen
Vlaams
Brabant
West
Vlaanderen Total
2005 0,49 6,96 2,19 0,73 4,96 2005
2006 0,49 0,81 2,68 1,24 4,80 2006
2007 0,92 1,23 1,02 1,00 1,02 2007
2008 1,14 0,84 0,89 1,17 0,93 2008
2009 1,16 0,77 0,83 1,63 0,86 2009

Figuur 4 Gemiddelde huurprijs, de gezondheidsindex en de huurprijsindex, 2000=100
140
130
120
110
100
90
80
2000
Gemiddelde huur Gezondheidsindex Huurprijsindex
2001
2002
2003
Figuur 5 De huurprijsindex en het 95%-betrouwbaarheidsinterval, 2000=100
2004
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 17
2005
2006
2007
2008
2009

Verder hebben wij paren van observaties weggelaten waar de de geannualiseerde
huurstijging meer dan 5 standaarddeviaties afwijkt van de gemiddelde
geannualiseerde huurstijging. Dit om eventuele random bias door bijvoorbeeld
typefouten te verwijderen uit onze steekproef. Uitgaande van een normale
distributie is de kans dat een dergelijk fenomeen (een afwijking van 5
standaarddeviaties) zich voordoet ongeveer één op een miljoen. Wanneer deze
observaties echter opgenomen worden in de regressieanalyse en we gebruik
maken van de kleinste kwadratenschatter zouden deze observaties te zwaar
gewogen worden (dit fenomeen wordt ook wel vaak omschreven als “outliers”). In
de nationale steekproef werden ongeveer 0,5% van de observaties (n=160)
verwijderd en 34.631 paren van huurovereenkomsten bleven voor gebruik in de
regressieanalyses. Tot slot toont Figuur 4 het gemiddelde van de geregistreerde
huurprijzen, de huurprijzen geïndexeerd met de gezondheidsindex en de
huurprijsindex. De figuur toont aan dat de gemiddelde huurprijsontwikkeling veel
sterker stijgt dan de huurprijsindex. Verder is ook het 95%betrouwbaarheidsinterval
berekend (Figuur 5). De breedte van het interval is
afhankelijk van het jaar en ligt tussen de (plus en min) 4% en 5% van de geschatte
indexwaarde. Dit betrouwbaarheidsinterval geeft de onzekerheid van de
berekening weer. Over een periode van 19 jaar (1990-2009) is de index van 79.9
gestegen naar 129.8. Het kan ook iets meer of minder zijn. Maar de kans dat de
index in 2009 eindigt buiten het interval 124-136 is zeer klein (5%). Dit
betrouwbaarheidsinterval verkleint bovendien indien men het tijdsinterval inkort,
en/of berekent voor perioden met zeer veel gepaarde waarnemingen, zoals voor
de periode 2000-2009 het geval zou zijn. Naarmate de tijd verstrijkt groeit het
aantal gepaarde waarnemingen bovendien en dus de betrouwbaarheid. Dit
element wordt in een volgende punt besproken.
Onderstaande figuur vergelijke de Vlaamse huurprijsindex met diverse indices. Met
uitzondering van de Abex index ligt de jaarlijkse prijsstijging volgens de
huurprijsindex gevoelig hoger dan diverse andere indices, die voornamelijk in
verband staan met de huurprijsstijgingen van lopende contracten. Het verband met
de ABEX index is minder duidelijk. De huurwoning dient onderhouden te worden,
en de kost hiervan hangt samen met de ABEX index. Verder onderzoek hiernaar is
aangewezen. De ABEX index wordt immers voor een deel door de algemene
loonevolutie bepaald. De inkomensevolutie zou dus de verklarende factor van
beide indices kunnen zijn. Het is immers niet verwonderlijk dat de huurprijsindex
ook sterk beïnvloed wordt door de algemene inkomensontwikkeling, waarbij de
vraagkant van de huurders belangrijk is. Beide elementen lijken een verklaring
hiervoor te kunnen bieden. Hier wordt in deel V dieper op ingegaan.
We kunnen besluiten dat sinds 2000 nieuwe huurcontracten veelal gepaard gaan
met een extra stijging in de gevraagde huurprijs, bovenop de jaarlijkse indexering
aan de gezondheidsindex. Dit was in de periode voor 2000 niet het geval.
18

Figuur 6 Huurprijsindex in vergelijking met andere indices
Figuur 7 Jaarlijkse verandering Vlaamse huurprijsindex in vergelijking met andere indices
Deel IV: Een huurprijsindex voor Vlaanderen 19

4. Revisie, het effect van nieuwe contracten
Een nadeel van de methode van herhaalde waarnemingen is dat de huurprijsindex
berekend wordt op gegevens van het verleden. Als er nieuwe data aan de
gegevens worden toegevoegd, zal dit dus implicaties hebben voor de index van
het verleden. Bijvoorbeeld, een nieuw huurcontract in 2010 dat tot een nieuwe
gepaarde waarneming leidt, omdat er in 2007 ook een huurcontract afgesloten
was, zal daarmee pas in 2010 informatie toevoegen over elk van de jaren tussen
2007 en 2010. Hierdoor zal de huurprijsindex over de jaren vanaf 2007 wijzigen
(Baroni, 2004) en wint de index aan precisie door toegenomen efficiëntie in de
schatters (Shiller 1991), maar moet elk jaar worden bijgesteld. Dit wordt revisie
genoemd en veroorzaakt mogelijk problemen aangaande de interpretatie van de
index. De nieuwe indexwaarden voor een bepaald jaar verschillen dus van de
oude, eerder berekende indexwaarden.
Teneinde een beeld te krijgen van de grootte van deze herzieningen voor de
huurprijsindex is in tabel 5 de evolutie van de huurprijsindex gegeven voor de
periodes tot en met 2007, 2008 en 2009. De index op basis van informatie tot en
met 2007 vertoont nog grote verschillen met de indexen die ook informatie van
2008 en 2009 mee opnamen. Dit was te verwachten aangezien het aantal
observaties zeer gering is, zoals in tabel 3 terug te vinden is.
We zijn meer geïnteresseerd in de verschillen tussen de indices van 2008 en 2009
omdat de steekproef van 2008 reeds voldoende groot is voor recente jaren, en
waarvan we dus verwachten dat de index stabiel zou zijn. Het toevoegen van extra
herhaalde waarnemingen zou dan slechts een zeer beperkte invloed mogen
hebben op de index. We zien inderdaad dat het verschil tussen beide indices zeer
klein zijn in de periode na 1995. Deze beperkte “revision volatility” is
geruststellend. In de periode voor 1995, waar minder herhaalde waarnemingen
beschikbaar zijn, verschillen beide indices wel. In tabel 3 zien we hoeveel
contracten -en dus informatie- er jaarlijks bijkomen voor verschillende
contractduren. Deze resultaten wijzen er ook op dat het grotere aandeel van
kortlopende contracten in recente jaren blijkbaar geen vertekening geven in de
berekening van de index. We concluderen dat een huurprijsindex gebaseerd op de
gepaarde waarnemingen methode mogelijk is voor de periode vanaf 1995. We zijn
ervan overtuigd dat de jaarlijkse toevoeging van huurcontracten van bijkomende
jaren (2010, 2011, …) de huurprijsindex verder zal verbeteren.
21

Tabel 5 Huurindex berekend op basis van verschillende perioden, 2000 = 100
22
Jaar
Periode
1990 2000 2000 1995 1990
2007 2008 2009* 2007 2008 2009 2009
Index 2000 = 100
1990 99.6 79.2 79.9 79.9
1991 96.0 85.2 86.0 86.0
1992 99.6 97.1 91.3 91.3
1993 116.8 94.9 93.4 93.4
1994 102.7 100.4 96.0 96.0
1995 111.7 93.2 93.3 93.2 93.3
1996 85.9 92.2 93.1 93.3 93.1
1997 101.1 95.5 95.2 95.5 95.2
1998 101.8 97.5 96.5 96.4 96.5
1999 97.5 96.0 96.5 96.4 96.5
2000 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0
2001 107.5 103.9 103.3 106.6 104.3 103.3 103.3 103.3 103.3
2002 111.6 106.7 106.6 111.0 107.2 106.5 106.5 106.5 106.6
2003 114.3 110.3 110.1 113.8 110.6 109.9 109.9 110.0 110.1
2004 118.1 114.0 113.3 118.3 114.4 113.2 113.2 113.2 113.3
2005 121.5 117.0 116.8 121.3 117.4 116.7 116.7 116.7 116.8
2006 124.4 120.1 119.9 124.2 120.4 119.8 119.8 119.8 119.9
2007 128.2 123.2 123.1 128.0 123.6 123.0 123.0 123.1 123.1
2008 127.7 127.6 128.1 127.4 127.4 127.5 127.6
2009 129.8 129.6 129.6 129.6 129.8
* de vierde kolom (vetgedrukt) geeft de waarden van de huurprijsindex weer.

5. Regionale differentiatie
Zoals bij revisie duidelijk werd, zullen de resultaten betrouwbaarder zijn naarmate
er meer gepaarde waarnemingen beschikbaar zijn. Bij een regionale differentiatie
neemt de steekproefgrootte echter sterk af. Op gemeente-niveau zal een regionale
huurprijsindex daardoor alvast niet mogelijk zijn. Daartoe beperken we ons tot de
VRIND-classificatie (grootsteden, grootstedelijke rand, centrumsteden, kleine
steden, overgangsgebied en platteland).
Tabel 6 Aantal huurovereenkomsten volgens VRIND-classificatie, naargelang het jaar van
afsluiten van de eerste van de twee huurovereenkomsten
Aanvangsjaar eerste contract
van gepaarde waarneming
(groot)stedelijke rand
2008 710 973 1141 1401 1056 743
2007 1317 2127 2064 2876 2004 1404
2006 891 1574 1313 1820 1380 957
2005 559 980 753 1052 768 574
2004 364 622 434 504 361 309
2003 192 295 249 332 232 171
2002 136 190 167 231 174 123
2001 114 159 134 157 111 75
2000 69 117 97 123 97 69
… … … … … … …
1990 5 10 13 8 4 5
Totaal 4692 7554 6889 9106 6648 4700
Figuur 8 toont de resultaten. Als referentiejaar van de index is 2005 genomen.
Uiteraard vallen de lijnen op dat jaar samen. Voor recentere perioden liggen de
indices zeer sterk in lijn met elkaar. De grootsteden zijn de uitzondering. De
huurprijzen stijgen er recent 1% sterker dan in de rest van Vlaanderen. Het
platteland en overgangsgebied lijken in 2009 dan weer iets lager te liggen.
Voor de periode 2005 zijn de resultaten iets volatieler. De verschillende indices
volgen elkaar op jaarlijkse basis iets minder sterk, maar desalniettemin zien we op
langere termijn een sterke tendens naar convergentie. In 2001 liggen de indices
niet sterk uit elkaar. De volatiliteit op korte termijn is eigen bij een kleine steekproef
en het gebruik van de gepaarde waarnemingen. Grote sprongen tussen de prijzen
van gepaarde waarnemingen bij een kleine steekproef en het gebruik van OLS
schatters zorgen ervoor dat een grote sprong in de huurprijs van een bepaald
woning te veel gewicht krijgt in een bepaald jaar. Deze fout zorgt ervoor dat de
jaarlijkse prijsevoluties op en neer gaan in opeenvolgende jaren, sterk negatief
gecorreleerd zijn en een zaagtand effect vertonen.
Over iets langere termijn zal de index echter naar zijn gemiddelde terugkeren.
Deze gemiddelde tendens lijkt voor de regio’s alvast weinig te verschillen. We
kunnen alvast besluiten dat regionale verschillen in huurprijsevoluties -met
uitzondering van de grootsteden- op het eerste zicht te verwaarlozen zijn.
centrumsteden
grootsteden
kleine steden
overgangsgebied
platteland
23

Figuur 8 Regionale huurprijsindex, referentiejaar 2005
24
6. Verdere verfijningen
Een verfijning die we niet uitgevoerd hebben is een opsplitsing volgens de grootte
van de huurprijs. Het was de onderzoekers niet duidelijk hoe dit wetenschappelijk
verwerkt moest worden zonder mogelijke vertekening. Men kan immers vermoeden
dat huurprijzen die bij het eerste contract relatief hoog geprijsd zijn, minder sterk
stijgen, en diegene die bij het eerste contract eerder laag geprijsd sterker stijgen.
Zo zou het kunnen dat men andere resultaten krijgt als men de grootte van de
huurprijs van het eerste contract als uitgangspunt neemt, dan wel het tweede. Kijkt
men naar de huurprijs van het eerste contract, dan kan men verwachten dat de
lagere huurprijzen sterker zullen stijgen. Met bijkomende informatie van de
huurwoningen, die in de huidige dataset niet gestandaardiseerd aanwezig is, zou
men dit wel in kaart kunnen brengen via de berekening van hedonische
prijsindeces, of hybride modellen die een combinatie van hybride en repeat sales
methoden omvatten.
Een belangrijke verfijning die uitgevoerd dient te worden is een berekening van de
index volgens kwartalen of maanden in plaats van jaren. Momenteel hadden de
onderzoekers enkel het aanvangsjaar van het contract. Hierdoor zal de
gemiddelde jaarlijkse huurprijsstijging zoals die uit de index afgeleid kan worden 7
de stijging weergeven tussen de periode 1 juli van het vorige jaar ten opzichte van
30 juni in het huidige jaar 8 . Dit is niet volgens de gangbare interpretatie van een
7 De waarde van de huurprijsindex in een bepaald jaar delen door de
waarde van de huurprijsindex in het jaar ervoor en verminderen met 1,
geeft de gemiddelde huurprijsstijging
8 Dit onder voorwaarde dat de tijdstippen waarop de huurcontracten
afgesloten worden, evenredig over het jaar verdeeld zijn. Indien het

index, waarbij een stijging van de index in een bepaald jaar weergeeft wat de
gemiddelde stijging van 1 januari in het begin van het jaar is ten opzichte van 31
december op het einde van het jaar.
7. Conclusie
In het verleden was de beschikbare informatie over huurprijzen gebaseerd op
enquêtes. Veelal worden op basis van deze data gemiddelden en mediaan
huurprijzen weergegeven. Deze zijn onderhevig aan de samenstelling van het
huurwoningenbestand, zoals veranderingen in de kwaliteit.
Vaak wil men echter de prijsevolutie kennen van “een” huurwoning, waarbij het
compositie-effect weggefilterd is. Hiervoor dient een huurprijsindex die, net gelijk
bij de consumptieprijsindex, immers de prijsevolutie zal weergeven van goederen
van constante kwaliteit. Dit wil niet zeggen dat de index geen rekening houdt met
een veranderend huurwoningbestand. Net gelijk bij de consumptieprijsindex de
‘korf’ van goederen af en toe aangepast wordt om veranderingen in noden en
gewoonten over de tijd mee te nemen, voorziet de methode van gepaarde
waarnemingen door de methode zelf voor een up-to-date staalkaart van het
huurwoningenbestand. Oudere woningen die niet meer verhuurd worden, vormen
immers geen gepaarde waarneming meer en verdwijnen uit de berekening, terwijl
nieuwe gepaarde waarnemingen er vanzelf in verschijnen.
Vanaf 2007 worden alle geregistreerde huurovereenkomsten in Vlaanderen
opgeslagen in een centrale databank, terwijl de registratie zelf ook nieuw leven
ingeblazen werd. Na een uitgebreide literatuurstudie en gebaseerd op de
eigenschappen van deze dataset (zeer veel observaties, maar zonder
karakteristieken) en het doel van de huurprijsindex, kozen we voor de methode van
herhaalde waarnemingen (repeat sales method) voor het schatten van jaarlijkse
indices voor huurovereenkomsten in Vlaanderen.
Een herhaalde waarneming wordt hierbij gedefinieerd als twee opeenvolgende
contracten voor eenzelfde woning met verschillend aanvangsjaar. Het prijsverschil
tussen beide contracten dient als berekening van de index. Aangezien het over
dezelfde woning gaat, zal de huurprijsindex dus niet beïnvloed worden door
compositie-effecten. De huurprijsindex is berekend aan de hand van 34.791
herhaalde waarnemingen.
De Vlaamse huurprijsindex geeft weer dat sinds 2000 de jaarlijkse huurprijsstijging
gemiddeld 3% bedraagt, waar de gezondheidsindex met een gemiddelde jaarlijkse
stijging van 2% dus onder ligt. Het verschil tussen de jaarlijkse indexatie van
lopende contracten en de eigenlijke impliciete huurprijsstijging ligt voor deze
periode rond de 1%.
Opmerkelijk is het verschil tussen de Vlaamse huurprijsindex en de nationale nietsociale
huurprijsindex zoals door de Eenheid Consumptieprijzen van ADSEI
berekend als onderdeel van de consumptie-index zoals weergegeven in figuur 6.
De jaarlijkse stijging van deze laatste index ligt sinds 2000 namelijk 1 % lager en
lijkt opvallend sterk de gezondheidsindex te volgen.
merendeel van de contracten in het begin van het jaar afgesloten
worden, gaat deze veronderstelling niet op.
25

De regionale analyse leert ons dat regionale huurprijsevoluties zeer gelijklopend
zijn – met uitzondering van de grootsteden-. Hoewel huurprijzen regionaal
verschillen zal de evolutie daar dus in mindere mate aan onderhevig zijn.
De berekening van de index in recente jaren wordt sterker bepaald door contracten
van korte duur, waar na verloop van tijd de contracten van lange duur ook hun juist
gewicht krijgen. Doordat de revision volatility (het effect van revisie) voor de
huurprijsindex zeer klein is, kan men hieruit afleiden dat het verschil tussen
huurcontracten met korte en lange looptijd geen bepalende rol lijken te spelen.
De waarden van de index van de jaren voor 2005 zijn bijna enkel berekend door
herhaalde waarnemingen van lange termijn contracten. De index voor 2005 is dan
ook enkel betrouwbaar voor de evolutie van deze lange termijn huurcontracten. In
de mate dat lange termijn en korte termijn contracten een gelijkaardig verloop
hebben gekend, is de index algemeen geldig.
Een laatste kanttekening dient gemaakt te worden bij het feit dat de herhaalde
waarnemingen geen rekening houden met de depreciatie van de woning. Uit deel
III blijkt dat de huurprijs per jaar met 0.3 à 0.35% daalt per leeftijdsjaar van de
woning in het geval dat de woning onderhouden wordt. Omgekeerd zal het effect
van hogere huurprijzen vanwege grootschalige renovatiewerken leiden tot een
overschatting van de huurprijsindex. We veronderstellen dat de depreciatie
doorweegt en de berekende huurprijsindex eerder een onderschatting dan wel een
overschatting is van de realiteit.
De hedonische methode (of hybride modellen in combinatie met de herhaalde
waarnemingen-methode) om huurprijsindexen te berekenen, zou dit beter in kaart
kunnen brengen. Hiervoor is informatie over de kenmerken van de huurwoning
noodzakelijk. De aanbevelingen in deel II zouden er mogelijk toe kunnen leiden dat
er in de huurcontractendatabank meer informatie op een gestandaardiseerde
manier in de huurcontractendatabank opgenomen wordt.
Concluderend kunnen we stellen dat, gegeven de karakteristieken van de
beschikbare data en het door ons gestelde doel, de methode van herhaalde
waarnemingen een adequate methode is om de huurprijsindex voor Vlaanderen te
berekenen.
Voor toekomstige verdere verfijningen is het enigszins paradoxaal dat het effect
van revisie bij gepaarde waarnemingen ervoor zorgt een regionale
gedifferentieerde index in toenemende mate tot accuratere resultaten zal leiden
voor vroegere jaren, naarmate we meer gegevens hebben in latere jaren
aangezien de gepaarde waarneming informatie biedt voor alle perioden tussen het
begin- en eindjaar. Een groeiend aandeel van de reeds geregistreerde
huurcontracten zal in latere jaren immer een gepaarde waarneming vormen met
een registratie van latere datum.
Om te besluiten blikken we terug naar het verleden. De huurprijsindex is voor
vroegere jaren iets minder betrouwbaar maar geeft alvast enkele duidelijke
tendensen weer (zie figuur 6). We zien een sterke stijging van de huurprijs begin
jaren 1990, gevolgd door een periode van eerder constante huurprijzen sinds 1995
(in nominale termen!) om dan sinds 2000 terug iets sterker dan de inflatie te
stijgen. Huurprijzen lijken in het verdere verleden dus een opmerkelijk minder
stabiel verloop te volgen dan de recente evoluties. In het volgende deel zal een
evenwichtsmodel tussen huur- en verkoopprijzen worden opgesteld dat
verklaringen kan bieden voor de evolutie van de huurprijsindex.
26

Bibliografie
Abraham JM, Schauman WS. (1991) New evidence on home prices from Freddie
Mac Repeat Sales. AREUEA Journal 19, 333-352.
Bailey MJ, Muth RF, Nourse HO. (1963) A regression method for real estate price
index construction. Journal of the American Statistical Association 58, 933-942.
Baroni M, Barthelemy F, Mokrane M. (2004) Physical real estate: A Paris Repeat
Sales residential index, ESSEC, Research Center, Working paper DR04007, 1-
18.
Bourassa SC, Hoesli M, Sun J. (2006) A simple alternative house price index
method. Journal of Housing Economics 15, 80-97.
Calhoun CA. (1996) OFHEO House Price Indexes: HPI Technical Description.
Internet: http://www.ofheo.gov/Media/Archive/house/hpi_tech.pdf, 1-14.
Case KE, Shiller RJ. (1989) The efficiency of the market for single-family homes.
The American Economic Review 79, 125-137.
Defeyt P. (2011) L'indice des prix et la comptabilité nationale sous-estiment la
hausse des loyers, Institut pour un Développement Durable, Ottignies.
Goetzmann W. (1992) The accuracy of real estate indices: Repeat Sales
estimators. Journal of Real Estate Finance and Economics 5, 5-53.
Jansen, SJT, Vries, P de, Coolen, HCCH, Lamain, CJM & Boelhouwer, PJ. (2008)
Developing a house price index for the Netherlands: a practical application of
weighted repeat sales. Journal of real estate finance and economics, 37(2),
163-186.
Rosen S. (1974) Hedonic Prices and Implicit Markets: Product Differentiation in
Pure Competition. Journal of Political Economy 82, 34-55.
Shiller RJ. (1991) Arithmetic Repeat Sales price estimators. Journal of Housing
Economics 1, 110-126.
Wang FT, Zorn PM. (1997) Estimating house price growth with repeat sales data:
what’s the aim of the game? Journal of Housing Economics 6, 93-118.
27