Przemysław Śleszyński
Możliwości prognozowania popytu
mieszkaniowego w świetle
dostępnych danych
demograficznych, społecznych i
ekonomicznych
Problemy Rozwoju Miast 4/3, 19-34
P rz e m y s ła w Ś le s z y ń s k i
M O Ż L IW O Ś C I P R O G N O Z O W A N IA P O P Y T U M IE S Z K A N IO W E G O W Ś W IE T L E D O S T Ę P N Y C H D A N Y C H
D E M O G R A F IC Z N Y C H , S P O Ł E C Z N Y C H I E K O N O M IC Z N Y C H
A b s tra k t. W artykule przedstaw iono prognozę popytu na m ieszkania w najbliższych latach. W e w skaźniku uw zględnione zostały czynniki w ynikające z sytuacji m ieszkaniow ej (niedobór statystyczny i w ielkość istniejących zasobów ), dem ograficznej (zm iany liczby m ieszkańców w ostatnich latach i prognozy, struktura w iekow a), ekonom icznej (dochody ludności, bezrobocie, przedsiębiorczość) oraz inwestycyjnej (pokrycie obow iązującym i pla nami m iejscow ym i i potencjał ludnościow y). Prezentow ana m etoda naw iązuje do w cze śn iej szego opracow ania autora (Śleszyński 2005). Porów nanie prognozy sprzed 3 lat z ruchem budow lanym w następnych latach potw ierdza popraw ność konstrukcji w skaźnika popytu.
S ło w a k lu c z o w e : popyt m ieszkaniow y, prognozow anie rynku m ieszkaniow ego, Polska
1. W p ro w a d z e n ie
W klasycznych badaniach popytu podstaw ow ym kryterium je st cena produktu, w a ru n kująca zm n ie jszo ną lub zw ię kszo ną sprzedaż. Ponadto w ym ieniane s ą takie czynniki, ja k skala rynku (liczba zainteresow anych danym tow arem lub usługą), m ożliw ości substytucyjne (zastąpienia danego produktu innym ) czy też zm iany gustów i trendów , zw iązane ze sfe rą psychologiczną i obyczajow ą. Przyjm uje się zatem , że popyt je st odw rotnie proporcjonalny w stosunku do ceny: jeśli ona rośnie, popyt maleje, i odw rotnie (kiedy cena spada, popyt ro śnie). Od tej reguły istn ie ją wyjątki, w ekonom ii określane jako paradoksy, tłum aczące w zrost popytu przy w zroście ceny. Jest to m.in. paradoks R. G iffena (1837-1919), polegający na zw iększaniu się popytu w raz ze w zrostem cen tych dóbr podstaw ow ych, na które nie ma dobrego substytutu. Innymi słowy, konsum ent je st zm uszony do zakupu danego dobra nie zależnie od jego ceny (oczyw iście w granicach pew nego rozsądku), gdyż nie m a innej m oż liwości zaspokojenia danej potrzeby. D otyczy to m.in. produktów żyw nościow ych (R. Giffen sw o ją koncepcję oparł na badaniach cen chleba w Anglii), ale także i usług.
Dla dalszych rozw ażań przydatne będzie też przypom nienie zasady konstrukcji hierar chii potrzeb A. H. M aslow a (1908-1990). S ekw encja tych determ inant je st ułożona w postaci piram idy, w której potrzeby najniższego rzędu s ą na jej dole, a najw yższego - na górze. P odstaw ow y m echanizm je st taki, że zaspokojenie potrzeb w yższego rzędu następuje dop ie ro wtedy, gdy s ą zaspokojone potrzeby znajdujące się na niższych szczeblach hierarchii.
Po trzecie, przytoczenia w ym a g a pojęcie oceny w a ru nkó w m ieszkaniow ych. Jest ona zazw yczaj definiow ana i przeprow adzana w zależności od stopnia rozwoju cyw ilizacyjnego
i ekonom icznego społeczeństw . Kryteria z oczyw istych w zględów będą w yższe w krajach rozw iniętych, a niższe - w krajach biednych.
Pow yższe koncepcje i uwagi zostały przyw ołane celow o ze w zględu na konieczność um iejscow ienia w nich potrzeb m ieszkaniow ych człow ieka. Z n a jd u ją się one niew ątpliw ie w dolnej części piram idy M aslow a (potrzeby bezpieczeństw a, wygody, spokoju itd.) i s ą d o brem bez w yraźnego substytutu (jakkolw iek sam lokal m ieszkalny m oże być bardzo zró żn i cow any pod w zględem w ielkości, w yposażenia, położenia itd.). W raz ze w zrostem dochodów ludności i ich św iadom ości zw iększają się w ym agania dotyczące w a runków życia, w tym standardów m ieszkaniow ych: pow ierzchni lokalu m ieszkalnego, jego w yposażenia itd.
Z pow yższych rozw ażań w ynika w niosek, że popyt na m ieszkania w przypadku złej sytuacji m ieszkaniow ej (a taką m am y niew ątpliw ie w Polsce) będzie zaw sze w ysoki i w m niejszym stopniu zależny od ceny, niż zw ykło się to przyjm ow ać (por. np. G oodm an 1988, G lennon 1999, Rideel 2004, Polko 2005, Ł a sze k 2006). Zatem to konsum enci m uszą zaaprobow ać poziom cen, które dopiero w drugiej kolejności dostosow ują się do m ożliw ości nabyw ców w sku tek segm entacji rynku (dew eloperzy przygotow ują ofertę dla konkretnych kategorii klientów). W arto zw rócić uwagę, że w roku 2006, kiedy obserw ow any był bardzo wysoki w zrost cen nieruchom ości, zw łaszcza m ieszkań (nawet, jeśli po części zw yżka cen w ynikała z zainteresow ania zagranicznych inw estorów lub m iała w ręcz podłoże spekulacyj ne), popyt na nie w cale nie zm alał. Np. w edług danych Zw iązku B anków Polskich (inform acja ze strony internetow ej), w artość udzielonych kredytów tylko w 2006 r. w zrosła w stosunku do roku poprzedniego o ponad 60%, a przeciętna w artość jednego kredytu w stosunku do
2 0 0 2 r. w zrosła ponad dw ukrotnie, przy odpow iednio w ielokrotnie niższym przyroście doch o dów ludności, w tym przeciętnego w ynagrodzenia.
W sum ie z przedstaw ionych uwag w yn ik a ją w ażne im plikacje dla badań rynku m iesz kaniow ego w Polsce, na którym to dotychczas w łaśnie cena je st podstaw ow ym przedm io tem statystyk, analiz i badań. Tym czasem w ięcej uwagi, podobnie ja k w innych krajach (por. np. Ball i Kirwan 1977, Bourne 1981, Foolain i Jim enez 1985, G regory i W eil 1989, Kapplin i S chw artz 1990, Pitkin i Dowell 1994, Fordnam i in. 1998, Chiu i Ho 2006), należy zw racać na uw arunkow ania dem ograficzne, społeczne i ekonom iczne, o których mówi się w niniejszym artykule. P ozw alają one d osyć dobrze określać nie tylko przyszłe zapotrze bow anie na poszczególne kategorie m ieszkań (jest to zre sztą jednym z głów nych celów po lityki m ieszkaniow ej państw a i sam orządów ), ale też różnicow ać spodziew any popyt pod w zględem geograficznym (regionalnym ). Ma to olbrzym ie znaczenie praktyczne, zarów no dla sam orządów ja k i inw estorów . W Polsce takie analizy są niezbyt częste i zw ykle w szczegółow ym zakresie przestrzennym nie schodzą poniżej je d no stek w ojew ództw (ostat nio np. R ydzik 2004). Poniew aż budow nictw o stanow i o niem ałej części PKB, a pośrednio w pływ a na w iększość innych dziedzin społeczno-gospodarczych, zrozum iałe jest, że dużo w ięcej je st prac na ten tem at w skali całego kraju (np. S obczak 1974, Sochacki 1992, Kule sza 1996, Zaw adzki 2001, Fortuna 2004). R ów nocześnie analizy te s ą standardem w różno rodnych strategiach rozwoju je d no stek sam orządow ych (m iast, gm in itd.), je d n a k ze w zględu na w ątłe podstaw y m etodologiczne zw ykle prognozy te w dużym stopniu rozm ijają się z rze czyw istością.
2. Cele, metody badań, dane źródłowe
W badaniach popytu mieszkaniowego wielokrotnie podkreślana jest jego niejasność (ostatnio np. Zabel 2004). Tym trudniejsze jest opracowanie prognoz w tym zakresie (Mayo 1981, Hansel i in. 1998). Niniejszy artykuł nie ma jednak na celu porządkowania stanu wie dzy na ten temat. Głównym celem jest przedstawienie autorskiej metody szacowania popytu, którą można zastosować w polityce mieszkaniowej i decyzjach inwestorów.
W artykule nawiązano do wcześniejszego opracowania autora (Śleszyński 2005), w którym przeprowadzono szacunek średniookresowego popytu na mieszkania w podziale na gminy według danych z 2002 r. Przyjęto, że wskaźnik ten powinien jednak uwzględniać nie tylko typowe uwarunkowania popytowe (mieszkaniowe, demograficzne, ekonomiczne), ale też ułatwiające podaż (wielkość rynku, możliwości inwestowania). Zakłada się też milczą co, że w warunkach wolnorynkowych popyt jest wprost proporcjonalny do liczby mieszkań oddanych do użytku (choć oczywiste jest, że istnieje rynek wtórny), czyli na rynku istnieje równowaga podażowo-popytowa.
Jak wykazano empirycznie, wymienione kategorie uwarunkowań w największym stop niu (oprócz ceny) wpływają na popyt mieszkań i dają się skwantyfikować w ujęciu regional nym. Jest natomiast szereg czynników, które rzutują na popyt w skali kraju, ale są niezależ ne od istniejących zróżnicowań lokalnych (innymi słowy, są stałe). S ą to różnorodne uwarun kowania administracyjne, prawne i ekonomiczno-finansowe, ja k np. polityka mieszkaniowa państwa, dostępność i oprocentowanie kredytów, stopa inflacji, ulgi itd. Po stronie podażowej natomiast należą do nich warunki działania podmiotów gospodarczych, przede wszystkim deweloperów. Zakłada się milcząco, że wymienione czynniki wpływają jednakowo (równo miernie) w skali kraju, co powoduje brak konieczności ich uwzględnienia w przedstawianej analizie (poza wziętymi pod uwagę potencjałem rynku i pokryciem planami miejscowymi, o czym mowa w dalszej części opracowania).
Najpierw jednak przeprowadzono ocenę trafności poprzedniej symulacji. W tym celu porównano wielkość obliczonego wskaźnika popytu z rzeczywistą sytuacją w zakresie bu downictwa mieszkaniowego, która wystąpiła w latach 2002-2005, a więc obejmującą
1/3 prognozowanego okresu (2003-2010). Wyniki przedstawiono na ryc. 1.
Ryc. 1. Porównanie prognozowanego popytu na mieszkania (2003-2010, na podstawie danych z 2002) w stosunku do rzeczywistej liczby mieszkań oddanych do użytku na 1000 mieszkańców (2003-2005)
Dane dla lepszej przejrzystości zagregowano w grupach semidecylowych (półdecylowych). Funkcja potęgowa, y=axAb, wartości współczynników: a = 7,0448389e-007, b = 4,3224535.
O kazuje się, że popyt przew idziano z bardzo d u żą dokładnością. Dodatkow e obliczenia d ają w sp ółczynnik korelacji liniowej dla zbioru w szystkich gm in w w ysokości +0,52, dla 42 m iast o liczbie ludności pow yżej 100 tys. je st to w a rto ść +0,73, a dla 92 m iast powyżej 50 tys. m ieszkańców +0,69. Ponadto przebieg krzywej w skazuje, że w iększe przyrosty w skaźnika popytu s ą zw iązane z proporcjonalnie w ię kszą liczbą m ieszkań oddanych do użytku, co oznacza, że pozytyw ne efekty zw iązane z w iększym napływ em ludności, w ynagrodzeniam i itd. ku m u lują się szybciej od pew nego pułapu (punkt ekstrem um lokalnego m ożna w yliczyć za p om ocą rów nania różniczkow ego).
3. K o n s tru k c ja k o s z y k a p o p y tu
P rezentow any koszyk popytu m ieszkaniow ego w ykorzystuje w cześniejsze cytow ane dośw iadczenia i zaw iera pew ne m odyfikacje. Przede w szystkim , ja k w spom niano, uw zględ niono czynniki zw iązane z m ożliw ościam i inw estycyjnym i. Przypisano zatem arbitralnie na stępujące w agi (w naw iasach podano w agi z opracow ania z 2005 r.):
1) czynnik m ieszkaniow y: 20% (25% ), 2) czynnik dem ograficzny: 30% (35%), 3) czynnik ekonom iczny: 30% (40%), 4) czynnik inw estycyjny: 20% (0%) (ryc. 2).
Ryc. 2. Koszyk średniookresowego popytu na mieszkania z wagami poszczególnych wskaźników
We wskaźniku tym znalazło się w sumie 10 cech, przedstawionych też na ryc. 3:
1) odsetek brakujących mieszkań, będący różnicą pomiędzy liczbą gospodarstw domowych a liczbą mieszkań, według spisu powszechnego w gminach (V 2002);
2) przeciętna powierzchnia mieszkania na 1 osobę w gminach (2005); 3) przyrost rzeczywisty w gminach (XII 2002 - XII 2005);
4) odsetek ludności w wieku 20-39 lat w gminach (XII 2005); 5) prognoza liczby ludności w powiatach (2002-2015); 6) przeciętne wynagrodzenie w powiatach (2005);
8) podm ioty gospodarcze na 1000 m ieszkańców w gm inach (2005);
9) w ie lko ść (potencjał) lokalnego rynku, liczony liczb ą ludności w prom ieniu 30 km od środ ka danej gm iny (XII 2005);
10) pokrycie planam i m iejscow ym i pow ierzchni gm iny (XII 2005).
K onstrukcja w skaźnika była w przypadku niektórych zagadnień ograniczona z powodu dostępności i dezagregacji danych źródłow ych. Biorąc je d n a k pod uwagę, że zw iązki fu n k cjonalne, zw łaszcza dla rynku pracy i przem ieszczeń ludności, zazw yczaj s ą w iększe niż dla obszaru jednej gm iny, nie je s t to niepopraw ne z m etodologicznego punktu w idzenia. Dla w szystkich cech ustalono arbitralnie takie sam e wagi w w ysokości 10%. Pozytyw ne zn a czenie dla w zrostu w skaźnika popytu m iały cechy 1, 3-6, 8-10 (im w yższa w artość, tym w yż szy spodziew any popyt), negatyw ne - cechy 2 i 7 (wyższym w artościom odpow iada m niejszy popyt).
W dalszej kolejności zm ienne były poddaw ane norm alizacji w ten sposób, że poszcze gólne w artości cech przeliczano proporcjonalnie do przedziałów 0-10. O stateczny w yn ik był sum ą w szystkich 10 cząstkow ych w skaźników i teoretycznie m ógł zaw ierać się w granicach 0-100, przy czym średnia w ażona dla Polski w yniosła 42,3.
4. Z ró ż n ic o w a n ie p o p y tu na m ie s z k a n ia
W yniki szacunku popytu przedstaw iono na ryc. 4. A naliza kartograficzna w yraźnie uw idacznia znany dobrze w naukach społecznych, zw łaszcza w geografii ekonom icznej, dychotom iczny podział na m etropolie i obszary peryferyjne. M iejsca prognozow anego popytu s ą zw iązane przede w szystkim z najdynam iczniej rozw ijającym i się aglom eracjam i tzw. w ie l kiej piątki (w arszaw ską, poznańską, w rocław ską, tró jm ie jską i krakow ską), co zre sztą nie je s t odkrywcze. W grupie tej znalazły się także gm iny w chodzące w skład potencjalnych ob szarów m etropolitalnych: szczecińskiego i lubelskiego, a także zespołu B ydgoszczy i T o ru nia. Pozostałe obszary o w yznaczonym zw iększonym popycie to przede w szystkim w o je w ództw o śląskie i w iększa część m ałopolskiego. W w ym ienionych regionach w artość w ska ź nika w ynosiła zw ykle powyżej 110% średniej dla Polski. W ysokie w artości to efekt silnego napływu m ieszkańców - zw łaszcza w strefach podm iejskich najw iększych miast, co je st zw iązane ze zjaw iskiem suburbanizacji - oraz w ysokich zarobków .
Na drugim biegunie z n ajdu ją się regiony peryferyjne, w których w wielu gm inach p ro g nozow any w ska źn ik popytu nie przekraczał 75% średniej krajowej. S ą to przede w szystkim obszary tzw. ściany w schodniej, zw łaszcza w w ojew ództw ie podlaskim , północne krańce W arm ii i Mazur, a także Pom orze Ś rodkow e. C harakterystyczny je s t też pierścień zm n ie j szonego popytu w prom ieniu 50-100 km od Kielc. Niższe w artości w yn ika ją tutaj przede w szystkim z procesów depopulacyjnych oraz niskiej siły nabywczej m ieszkańców .
C harakterystykę 30 gm in o najw yższych prognozow anych w skaźnikach popytu przed staw iono w tabeli 1. Na pierw szych m iejscach znalazły się gm iny podm iejskie W arszaw y (w kolejności od najw iększej w artości w skaźnika: Lesznowola, Ząbki, Prażm ów, Legionowo, Marki, Piaseczno, Stare Babice, Brwinów, Nieporęt). G m ina ze strefy podm iejskiej Poznania (Suchy Las) zajęła dopiero 10 m iejsce. Z w iększych m iast najw yższe m iejsce zajęła W a r szaw a (137,1% średniej w artości dla Polski).
Tabela 1 Gminy z najwyższymi wartościami wskaźnika popytu na mieszkania
(stan na koniec 2005 r.)
Woje wódz two
Wartość Czynniki
Nazwa Typ wskaźnika mieszkaniowe demograficzne ekonomiczne inwestycyjne gminy (Polska = 100) C1 C2 C3 C4 C5 C6 C7 C8 C9 C10 Lesznowola maz w 165,0 13,1 32,6 108,5 34,9 121,5 4,7 109,7 17,0 2 267 92,3 Ząbki maz m 157,1 13,1 31,6 104,9 38,8 110,6 5,9 90,0 14,5 2 395 100,0 Praż mów maz w 151,1 19,4 26,6 105,1 31,7 121,5 7,0 109,7 8,4 1 249 100,0 Legionowo maz m 150,4 13,2 22,1 100,3 32,3 111,6 9,0 99,7 14,0 2 107 100,0 Marki maz m 150,0 12,4 31,1 105,3 34,8 110,6 8,1 90,0 14,0 2 341 97,8 Piaseczno maz mw 147,5 10,8 31,9 106,7 35,4 121,5 4,9 109,7 14,9 2211 33,5 Stare Babice maz w 146,7 11,0 40,7 104,6 31,0 113,4 4,2 109,1 12,8 2 389 100,0
Brwinów maz mw 143,0 9,0 32,0 102,0 29,0 107,0 6,7 122,2 13,7 2 178 100,0
Nieporęt maz w 142,8 13,4 36,1 104,4 30,8 111,6 7,0 99,7 13,2 2 119 97,5 Suchy Las wie w 142,4 7,6 34,8 109,0 37,5 119,2 3,5 89,6 17,9 896 69,9 Ornontowice śls w 141,3 14,3 25,9 100,8 30,6 100,9 4,3 94,7 7,7 2 439 100,0 Kleszczewo wlk w 139,6 6,0 26,0 103,1 35,8 119,2 5,5 89,6 7,1 926 100,0 Pruszków maz m 138,9 7,2 22,8 100,6 31,5 107,0 7,1 122,2 13,6 2 349 47,4 Mikołów śls m 138,7 10,0 26,3 100,1 30,7 100,9 8,2 94,7 10,1 2 607 99,3 Łaziska Górne śls m 138,5 10,3 22,6 99,6 31,0 100,9 8,5 94,7 6,2 2 606 100,0 Nadarzyn maz w 137,5 11,1 40,7 106,1 31,0 107,0 4,8 122,2 13,3 2 033 76,6 Pruszcz Gdański pom w 137,2 16,2 28,6 106,1 32,6 116,1 7,5 85,5 11,8 855 87,4 Warszawa maz m 137,1 13,7 25,0 100,3 31,8 98,4 5,2 144,1 17,6 2 445 13,9 Radzymin maz mw 136,8 14,6 27,8 102,0 31,4 110,6 12,2 90,0 9,3 1 835 100,0
Suszec śls w 136,8 21,3 25,8 102,0 31,0 104,4 6,0 80,9 6,8 1 780 96,1 Halinów maz mw 136,0 11,6 26,3 103,5 32,1 104,9 7,7 84,4 7,6 1 970 97,0 Pruszcz Gdański pom m 135,7 14,5 23,9 102,8 33,9 116,1 5,6 85,5 13,8 870 62,4 Kobyłka maz m 135,3 13,0 28,6 102,3 31,2 110,6 9,4 90,0 13,0 2 245 64,1 Wieliczka mał mw 135,1 14,7 26,5 103,2 31,6 109,4 8,9 86,1 10,2 1 255 100,0
Świątniki Górne mał mw 134,8 14,1 23,5 101,4 30,5 106,1 7,6 90,8 11,1 1 241 100,0
Piastów maz m 134,6 12,0 24,3 99,4 31,7 107,0 5,5 122,2 13,5 2 376 20,6 Czosnów maz w 134,6 13,6 30,6 101,8 30,0 101,8 7,9 109,7 10,4 1 761 100,0 Serock maz mw 134,4 17,1 28,2 101,3 30,6 111,6 10,3 99,7 9,8 1 138 100,0 Siepraw mał w 134,4 19,6 25,7 101,8 31,2 107,4 10,1 85,6 10,4 1 236 100,0 Michałowice maz w 133,9 9,5 42,2 105,0 29,5 107,0 4,9 122,2 17,7 2 362 53,6 Skróty:
W ojewództwa: m ał - m ałopolskie, maz - mazowieckie, pom - pomorskie, śls - śląskie, w lk - wielkopolskie. Typ gm iny: m - miejska, m w - m iejsko-wiejska, w - wiejska.
O znaczenia cech: C1 - niedobór statystyczny m ieszkań (na 100 gospodarstw dom owych); C2 - przeciętna powierzchnia m ieszkania na 1 osobę (w m 2); C3 - przyrost rzeczyw isty w latach 2002-2005 (2002 = 100); C4 - udział ludności w w ie ku 20-39 lat; C5 - prognoza ludności w powiatach 2002-2015 (2002 = 100); C6 - liczba bezrobotnych na 100 m iesz kańców w wieku produkcyjnym (XII 2005); C7 - przeciętne w ynagrodzenie w powiatach (2005, Polska = 100), C8 - liczba podm iotów gospodarczych na 100 m ieszkańców; C9 - liczba ludności w prom ieniu 30 km od centrum g m i ny; C10 - pokrycie obowiązującym i planami m iejscow ym i (stan na koniec 2005 r., w % powierzchni gm iny).
Źródła danych: GUS (Bank Danych Regionalnych 1995-2005, Narodowy Spis Powszechny 2002, prognoza ludności 2002), M inisterstwo Budow nictwa i GUS (badanie statystyczne planowania przestrzennego w gm inach 2005), obliczenia liczby ludności w prom ieniu 30 km od centrum gm iny na podstawie własnych aplikacji według danych G US.
Ryc. 4. Wskaźnik popytu na mieszkania w najbliższych latach w gminach według danych na koniec 2005 r.
5. D y s k u s ja w y n ik ó w : w n io s k i b a d a w cze , a p lik a c y jn e i m e to d y c z n e
Badania w ska zu ją na duże zróżnicow anie popytu m ieszkaniow ego w układzie regio nalnym . Potw ierdzone zostały znane praw idłow ości w rozwoju rynku, niem niej ustalono pew ne bardziej szczegółow e w spółzależności. Ze w zględu na podobieństw o m etodologiczne i m etodyczne s ą one w dużym stopniu zgodne z przedstaw ionym i we w cześniejszym cyto w anym opracow aniu.
G łów ny w n io se k poznaw czy je st taki, że z sukcesem m ożna przew idyw ać rozwój rynku m ieszkaniow ego w szczegółow ej dezagregacji regionalnej na podstaw ie uw arunkow ań po pytow ych. To dotychczas słabo rozw inięty kierunek badań w Polsce. Jeśli ju ż spotyka się analizy regionalne na ten tem at, to bio rą one pod uwagę albo zbyt duże jednostki adm ini stracyjne (np. w ojew ództw a), albo też badaniom poddaw ane s ą tylko niektóre ośrodki, zw y kle te, w których dynam iczny rozwój rynku m ożna łatw o przew idzieć bez szczegółow ych analiz (choćby w spom niane aglom eracje tzw. w ielkiej piątki). N iniejsze opracow anie p re zentuje podejście kom pleksow e, uw zględniające zróżnicow anie całego kraju. Niem niej je d nak s ą w nim w yraźne uproszczenia i m ankam enty, z których najw ażniejsze d o tyczą sp oso bu w yboru w skaźników , ich hierarchizacji oraz horyzontu czasow ego prognozy.
Przedstaw ione szczegółow e zróżnicow ania dem ograficzne, ekonom iczne itd. m ożna dodatkow o interpretow ać jako sektorow e uw arunkow ania rozwoju rynku m ieszkaniow ego i takich analiz ze szczegółow ą deza g re ga cją p rzestrzenną nie m a w Polsce zbyt w iele (B u landa i K acprzak 1987, Korcelli i W eesep 1992, G ałązka 1998, S obczak 2001, Rodzik 2004, Ś leszyński 2004a), a niekiedy za w ie ra ją one istotne niedoskonałości m etodologiczne17. Przyjąć m ożna, że w kształtow aniu popytu m ieszkaniow ego najw iększe znaczenie m a ją p ro cesy m igracyjne zw iązane z przem ieszczaniem się w ew nątrz i ko ncentracją ludności w aglom eracjach i w iększych m iastach, dotyczące w głów nej m ierze m łodszych roczników po pulacji w w ieku produkcyjnym (20-39 lat), najbardziej m obilnych, dobrze w ykształconych, przedsiębiorczych i osiągających w ysokie dochody.
R ów nocześnie nie m a ją znaczenia (lub notuje się naw et negatyw ną korelację) procesy d em ograficzne zw iązane z ruchem naturalnym , czyli sto p ą urodzeń i m ałżeństw. Brak po w iązania w yn ika z jednej strony z trudnej sytuacji ekonom icznej m łodych m ałżeństw, a z drugiej z w zorców zaw ierania zw iązków m ałżeńskich i zachow ań prokreacyjnych w d u żych m iastach i aglom eracjach, w których to ruch budow lany je s t największy. P rzem ia ny obyczajow e drugiej połow y X X wieku, które w naukach społecznych dały podstaw y do obserw acji tzw. drugiego przejścia dem ograficznego (van de Kaa 1987, a z prac polskich por. np. Korcelli i Iw anicka-Lyra 1991 oraz K otow ska 1999), w pierwszej kolejności dotyczą w łaśnie sp ołeczeństw m iejskich, zurbanizow anych oraz tzw. klasy m etropolitalnej. P olegają one najogólniej na bardziej indyw idualnym , hedonistycznym podejściu do życia, kosztem rodziny i prokreacji (np. popularność zdobyło pojęcie D IN K S - D ouble/D ual Income,
17 Np. zbyt dużą wagę przywiązuje się do prognoz demograficznych GUS (w niniejszej analizie wyjaśniają one przeciętnie tylko 10% prognozowanego rynku), gdyż po pierwsze, w dużych ośrodkach miejskich istotniejsze są zmiany jakościowe (związane zwłaszcza z ogólnym starzeniem się mieszkańców i różnicowaniem dochodów, a następnie z segregacją przestrzenną, w tym w obrębie istniejących zasobów mieszkaniowych, oraz rozwojem procesów suburbanizacji), a po drugie, częste są głosy mocno krytyczne co do ich założeń (Kupiszewski i in. 2003 - w kontekście demograficznym, Węcławowicz i in. 2006 - w aspekcie zagospodarowania przestrzennego kraju oraz Kupiszewski i Bijak 2006 - na przykładzie aglomeracji warszawskiej).
N o Kids). W rezultacie w Polsce w najw iększych ośrodkach, ale także w coraz w iększym stopniu i na wsi, w ostatnich dwóch dekadach znacznie podniósł się średni w ie k zaw arcia m ałżeństw a, urodzenia pierw szego dziecka oraz drastycznie spadł w skaźnik płodności, do poziom u jednego z najniższych na świecie.
Zastosow anie prognozy w iąże się przede w szystkim z potencjalnym ruchem inw esty cyjnym oraz koniecznością różnicow ania polityki przestrzennej gm in, szczególnie w odnie sieniu do zabezpieczenia odpow iednich terenów pod budow nictw o m ieszkaniow e w studiach uw arunkow ań i kierunków zagospodarow ania przestrzennego gm in oraz planach m iejsco wych. Na podstaw ie w skaźnika popytu na m ieszkania poszczególne gm iny m ożna klasyfiko w ać do różnych kategorii pod w zględem atrakcyjności inw estow ania (przykład takiej klasyfi kacji zestaw iono w tabeli 2). Porów nanie tego rankingu z rzeczyw istym i w ynikam i budow nictw a m ieszkaniow ego w skazuje na d u ż ą zbieżność, niem niej w ystę p u ją pew ne różnice.
Tabela 2 Klasy mieszkaniowej atrakcyjności inwestycyjnej w miastach
powyżej 200 tys. mieszkańców (2005)
Nazwa klasy inwesty cyjnej Przedział wartości wskaźnika popytu na mieszkania (Polska = 100)
Miasta w malejącej kolejności wskaźnika
(pogrubiono miasta, w których w l. 2002-2005 oddano do użytku powyżej 10 mieszkań na 1000 mieszkańców)
I powyżej 120% Warszawa, Gdańsk
II 110-120% Katowice, Kraków, Wrocław, Lublin, Gliwice, Poznań, Gdynia, Sosnowiec III 100-110% Toruń, Szczecin, Białystok, Bydgoszcz, Łódź
IV 90-100% Kielce, Radom
V 80-90% Częstochowa
Źródło: opracowanie własne
N ajw ażniejsze d o tyczą m iast G órnego Ś ląska (Katowice, G liwice, Sosnow iec), w których budow nictw o nie rozw inęło się w takim stopniu, ja k w innych w ym ienionych w tej kategorii ośrodkach. Jeśli nie oznacza to błędów m etodologicznych i m etodycznych w prognozie, trzeba to interpretow ać nie inaczej ja k „uśpienie” rynku budow nictw a m ieszkaniow ego i obie cujące perspektyw y jego rozwoju w najbliższym czasie. Jeśli je d na k koszyk popytu je st nie doskonały, to pow yższe spostrzeżenia su g e ru ją w przyszłości zm iany w jego konstrukcji, zw iązane zapew ne z przyw róceniem wag poszczególnych zm iennych. Praw dopodobnie w iększe znaczenie należy przypisać przyrostow i liczby m ieszkańców (zw łaszcza w sku tek m igracji) i w ynagrodzeń, czyli w szerszym sensie uw arunkow ań dem ograficznych i ekono m icznych, w ynikających z m obilności i siły nabyw czej ludności. Zapew ne w arto rów nież bar dziej zróżnicow ać w ska źn ik cząstkow y skali potencjalnego rynku, którego rozpiętość w tych gm inach, które osiągnęły w ysokie w artości i tak je s t stosunkow o nieduża.
Na zakończenie pozostaje przedstaw ienie uwag i propozycji co do dalszych badań. N ajbardziej popraw ne m etodycznie, lecz rów nocześnie najbardziej czasochłonne, byłyby w ieloletnie obserw acje szeregów czasow ych poszczególnych zm iennych i regresje w ie lo krotne z obserw ow aną p odażą m ieszkań (na rynku pierw otnym i w tórnym ) w różnych katego riach adm inistracyjno-funkcjonalnych gm in, gdyż inna je s t specyfika budow nictw a m iejskiego
(zw ykle w ielorodzinnego), a inna w iejskiego (niem al w yłącznie jednorodzinnego). Ich prze prow adzenie je s t ułatw ione, poniew aż od ponad 10 lat istn ie ją łatw o dostępne szczegółow e dane na tem at budow nictw a m ieszkaniow ego (przede w szystkim w Banku Danych R egional nych G US). Problem em s ą je d n a k zm ienne w yjaśniające, np. dane na tem at m igracji ludno ści s ą obarczone bardzo dużym niedoszacow aniem (co bezlitośnie obnażyły w yniki spisu pow szechnego 2 0 0 2), m ateriały o pokryciu planam i m iejscow ym i zbierane s ą dopiero od dwóch lat, a inform acje dotyczące bezrobocia i przeciętnych w ynagrodzeń s ą trudno porów nyw alne ze w zględu na częste zm iany definicji i agregacji danych źródłow ych.
Bardzo ciekaw a w ydaje się odpow iedź na pytanie o m ożliw ości szacow ania popytu w w artościach bezw zględnych, czyli konkretnych spodziew anych liczb m ieszkań oddaw a nych do użytku w szczegółow ej dezagregacji przestrzennej lub liczby zaw ieranych transakcji. G órną g ra n ic ą nie je st przy tym różnica pom iędzy liczb ą gospodarstw dom ow ych i m ieszkań, gdyż skala zapotrzebow ania je st dużo w iększa i osiągnięcie w ska źn ików w arunków m iesz kaniowych (np. przeciętnej pow ierzchni) porów nyw alnych nie tylko z krajam i Europy Z a cho d niej, ale naw et z C zecham i czy W ęgram i, w krótkim czasie je st raczej niem ożliw e (więcej na ten tem at w opracow aniach: G orczyca 2 0 0 2 i 2003 oraz Śleszyński 2004b). D ośw iadcze nia różnych krajów z trzech ostatnich dekad (np. Polinsky 1977, Ingram 1984, M alpezzi i Mayo 1985, Follain i in. 1986, G rootaert i Dubis 1986, G oodm an 1988 i 1995, Swan 1995, R apaport 1997, Lee i in. 2001, Śleszyński 2004b) w ska zu ją na m ożliw e zastosow anie przede w szystkim uw arunkow ań ekonom icznych zw iązanych ze w zrostem dochodów ludności oraz przem ian dem ograficznych.
Prezentow ana analiza pozw ala też na pew ne przew idyw ania co do kierunków rozwoju rynku m ieszkaniow ego. N ajw iększe zm iany pod w zględem w artości bezw zględnych i w zględnych zachodzić będ ą nadal w najw iększych ośrodkach m iejskich, w tym w ich stre fach podm iejskich. Biorąc pod uwagę zróżnicow anie popytu, m ożna przypuszczać, że nadal będzie postępow ało rozw arstw ienie stanu zaspokojenia potrzeb m ieszkanio wych, niestety m ało zależne od niedoboru statystycznego (korzystne byłoby np., gdyby naj w ięcej m ieszkań przybyw ało tam , gdzie najbardziej ich brakuje, tym czasem często je st od w rotnie). Daje to duże pole do popisu dla polityki m ieszkaniow ej, zm ian prawnych, strategii rozwoju itd. Jednak znacznej popraw y sytuacji m ieszkaniow ej P olaków trzeba poszukiw ać przede w szystkim w zw iększeniu ich dochodów , pozw alającym pokonać barierę ekono m iczną przy zakupie m ieszkania, szczególnie w obliczu szybkich w zrostów cen nieruchom o ści w ostatnim czasie.
L ite ra tu ra
Ball M. J., Kirwan R. M., 1977, Urban housing dem and. S om e evidence from cross-sectional data, A pplied Econom ics, 9, s. 343-366.
Bourne L. S., 1981, The G eography o f Housing, Edward Arnold, London.
Bulanda M., K acprzak K., 1987, R ozw ój sp ołeczno-gospodarczy a poziom w a ru nkó w m iesz kaniow ych w p rze kro ju regionalnym , W iadom ości Statystyczne, 32, 8, s. 28-32.
Chiu R. L. H., Ho M. H. C., 2006, E stim ation o f e lderly housing dem an d in an A sian city: M e thodological issues a n d p o lic y im plications, Habitat International, 30 s. 965-980.
D om ański R., Kaja J., H uebner W . M., 1984, P otrzeby m ieszkaniow e i p o p y t m ieszkaniow y: s p ó r o m etodę, M onografie i O pracow ania SGPiS, 117, W arszaw a.
Follain J., Lim G .-Ch., Renaud B., 1986, The D em and fo r H ousing in D eveloping C ountries: The C ase o f Korea, Journal of Urban Econom ics, 7, s. 315-336.
Follain, J. R., Jim enez E., 1985, E stim ating the d em an d fo r housing characteristics: a su rve y a n d critique, Regional S cience and Urban Econom ics, 15, s. 77-107.
Fordnam R., Finlay S., G ardner J., M acm illan A., Muldoon C., T aylor G., 1998, H ousing need a n d the nee d fo r housing, A ldershot, Hants, Ashgate.
Fortuna M., 2004, Predykcja p o p ytu m ieszkaniow ego, Problem y Rozwoju Miast, 1.
G ałązka A., 1998, Sytuacja m ieszkaniow a lu d no ści aglom e ra cji w arszaw skiej w latach 1970 1988. Z różnicow ania prze strzen n e i tendencje zm ian, Prace G eograficzne, 169, Instytut G eografii i Przestrzennego Z agospodarow ania PAN, W arszaw a.
G lennon G. D., 1989, E stim ating the incom e, price, a n d interest elasticities o f housing d e mand, Journal of Urban Econom ics, 25, s. 219-229.
G oodm an A. C., 1995, A D ynam ic E quilibrium M o d e l o f H ousing D em and a n d M o b ility with Transactions C osts, Journal of Housing Econom ics, 4, s. 307-327.
G oodm an A. C. 1988, A n econom etric m o d e l o f housing price, p e rm a n e n t incom e, tenure choice, a n d housing dem and, Journal of Urban Econom ics, 23, s. 237-353.
G orczyca M., 2003, J a k m ieszkam y, Polityka Społeczna, 11-12, s. 14-18.
G orczyca M., 2002, P olski dystans m ieszkaniow y: p rz yczyn y i w aru nki je g o pokonyw ania w p ro cesie in teg ra cji z Unią Europejską, Z Prac Zakładu Badań S tatystyczno- E konom icznych, S tudia i Prace, 282, GUS, W arszaw a.
G regory M. N., W eil D. N., 1989, The B ab y Boom, the B a b y Bust, a n d the H ousing Market, Regional S cience and Urban Econom ics, 19, s. 235-258.
G rootaert C., Dubis J., 1986, The D em and fo r Urban H ousing in Ivory Coast, LSMS W orking Papers, 25, W orld Bank, W ashington D.C.
Hansen J. L., Form by J. P., Sm ith W . J., 1998, E stim ating the Incom e E la sticity o f D em and fo r H ousing: A C om parison o f Traditional a n d Lorenz-C oncentration C urve M ethodolo g ie s , Journal of Housing Econom ics, 7, s. 328-342.
Ingram G., 1984, H ousing D em and in D eveloping M etropoles: E stim ation from Bogota, Cali, Colom bia, Staff W orking Paper, 663, W orld Bank, W ashington D.C.
Kaa D., van de, 1987, E u ro p e ’s S econd D em ographic Transition, Population Bulletin, 42, 1, Population R eference Bureau, W ashington.
Kapplin S. D., S chw artz A. C. (eds.), 1990, R esearch in R eal Estate, JAI Press, G reenw ich. Korcelli P., Iw anicka-Lyrow a E. (red.), 1991, G eograficzne badania n a d płodnością, C onfe
rence Papers, 11, Instytut G eografii i Przestrzennego Z agospodarow ania PAN, W a rsza wa.
Korcelli P., van W eesep J. (red.), 1992, H ousing a n d urban p o lic y in transition, C onference Papers, 15, Institute of G eography and Spatial O rganization PAS, W arsaw .
K otow ska I. E. (red.), 1999, P rzem iany dem ograficzne w P olsce w latach 90. w św ie tle ko n ce pcji drugiego przejścia dem ograficznego, M onografie i O pracow ania SGH, W arszaw a. Kulesza H., 1996, Prognoza m ieszkaniow a do 201 0 r. U w arunkow ania społeczne i ekono
m iczne, IGM, W arszaw a.
K upiszew ski M., Bijak J., 2006, O cena p ro g n o z y lu d no ści G U S 200 3 z p e rsp e ktyw y a g lom e ra cji w arszaw skiej, CEFM R W orking Paper, 1,
http://w w w .cefm r.pan.pl/docs/cefm r_w p_2006-01.pdf.
Kupiszewski M., Bijak J., S aczuk M., S erek R., 2003, Kom entarz do założeń p ro gn o zy ludności na lata 2003-2030 przygotow yw anej p rz e z GUS, CEFM R W orking Paper, 3,
http://w w w .cefm r.pan.pl/docs/cefm r_w p_2003-03.pdf.
Lee G. S., S chm idt-D engler P., Felderer B., H elm enstein Ch., 2001, A ustrian D em ography a n d H ousing D em and: Is There a C onnection, Em pirica, 28, s. 259-276.
Ł asze k J., 2006, R ynek n ieruchom ości m ieszkaniow ych i je g o specyfika ja k o czynniki d ete r m inujące ryzyko kredytow ania hipotecznego, M ateriały i Studia, 203, N arodow y Bank Polski, W arszaw a.
M alpezzi S., Mayo S. K., 1985, H ousing D em and in D eveloping Countries, Staff W orking Paper, 733, W orld Bank, W ashington D.C.
Mayo S. K., 1981, T heory a n d E stim ation in the E conom ics o f H ousing Demand, Journal of Urban Econom ics, 10, s. 95-116.
Pitkin J. R., Dowell M., 1994, The S pecification o f D em ographic E ffects on H ousing D em and: A voidin g the A ge -C oh o rt Fallacy, Journal of Housing Econom ics, 3, s. 240-250.
Polinsky A. M., 1977, The D em and fo r H ousing: A S tudy in S pecification a n d Grouping, Econom etrica, 45, 2, s. 447-460.
Polko A., 2005, M ie jski ryn e k m ieszkaniow y i efekty sąsiedztwa, Prace Naukowe Akadem ii Ekonom icznej im. Karola A dam ieckiego w Katowicach.
R apaport C., 1997, H ousing D em and a n d C om m unity C hoice: A n E m pirical A nalysis, Journal of Urban Econom ics, 42, s. 243-260.
Riddel M., 2004, H ousing-m arket disequilibrium : an exam ination o f h ousing-m arket p ric e a nd sto ck dynam ics 1967-1998, Journal of Housing Econom ics, 13, s. 120-135.
R ydzik W ., 2004, P otrzeby m ieszkaniow e lu d no ści P olski na tle w ojew ódzkich ryn kó w m ieszkaniow ych, Problem y Rozwoju Miast, 1.
S obczak A., 2001, Teoretyczne p rze s ła n k i pro gram o w a n ia m ieszkalnictw a w W ielkopolsce, [w:] A. S obczak (red.), Prace z gospodarki przestrzennej, Zeszyty N aukowe Akadem ii Ekonom icznej w Poznaniu, 14, s. 112-120.
S obczak A., 1974, S tatystyczna estym acja p o trze b m ieszkaniow ych, U niw ersytet im. A. M ic kiewicza, PW N, Poznań.
S ochacki M., 1992, S zacunek p o trze b m ieszkaniow ych P olski i stopnia ich zaspokojenia do 202 0 roku, Instytut G ospodarki M ieszkaniow ej, W arszaw a.
Swan C., 1995, D em ography a n d d em an d o f housing. A reinterpretation o f the M ankiw -W eil d em an d variable, Regional S cience and Urban Econom ics, 25, s. 41-58.
Ś leszyński P., 2005, P erspektyw y rozw oju rynku m ieszkaniow ego w P olsce w św ie tle sytu a cji dem ograficznej, ekonom icznej i stanu zaspokojenia p o trze b m ieszkaniow ych, Studia R egionalne i Lokalne, 1 (19), s. 45-64.
Ś leszyński P., 2004a, D em ograficzne p rz e s ła n k i rozw oju rynku m ieszkaniow ego w aglom e ra cji warszawskiej, Przegląd G eograficzny, 76, 4, s. 493-514.
Ś leszyński P., 2004b, R egionalne zróżnicow ania sytua cji m ieszkaniow ej, Polityka Społeczna, 31, 1 1 -1 2 ,s . 1-4.
W ęcław ow icz G., Bański J., Degórski M., Kom ornicki T., Korcelli P., Śleszyński P., 2006, P rzestrzenne za gospodarow anie P olski na począ tku X X I wieku, M onografie, 6, Instytut G eografii i P rzestrzennego Z agospodarow ania PAN, W arszaw a.
Zabel J. E., 2004, The d em an d fo r housing services, Journal of Housing Econom ics, 13, s. 16-35.
Zaw adzki E., 2001, P rognozy rozw oju budow nictw a do 2 0 1 0 r., Raport nr 195, Kancelaria Sejm u, Biuro Analiz i Ekspertyz, W ydział A naliz S połecznych i Ekonom icznych, W a rsza wa.
P O S S IB ILIT IE S O F M A K IN G HO USING D EM AN D PR ED IC TIO N S IN THE LIG H T O F A V A IL A B L E D E M O G R A PH IC , S O C IA L A N D E C O N O M IC D A T A
S u m m a ry
These research studies refer to the previous paper of the author (Śleszyński 2005), w hich presents estim ation of average period dem and for dw ellings via disaggregating of com m unes on the basis of data from 2002. It w as assum ed that this index ought to take into consideration free m arket conditions, as well as dem ographic, econom ic and investm ent factors. It is assum ed that under free m arket conditions the dem and is in direct proportion to a num ber of com pleted dw ellings, w hich is an indicator of balance between dem and and supply. In total, the index contains ten characteristics:
1) percentage of m issing dw ellings, that is a difference between a num ber of households and a num ber of dwellings, according to census in com m unes (M ay 2002);
2) average floor area per person in com m unes (2005);
3) real grow th in com m unes (D ecem ber 2002 - D ecem ber 2005);
4) percentage of population aged 20-39 in com m unes (D ecem ber 2005); 5) num ber of population forecasts in counties (2002-2005);
6) average salary in counties (2005);
7) num ber of unem ployed per 1,000 persons;
8) business entities per 1,000 inhabitants in com m unes (2005);
9) size (potential) of the local market, m easured by a num ber of population within 30 kilo m etres from the central point of the com m une;
10) com m une area covered by local zoning plan (D ecem ber 2005).
C artographic analysis clearly proves a dichotom ic division, w ell-know n in social sci ences (especially in econom ic geography), into m etropolises and peripheral areas. High va l ues of dem and in the m etropolitan areas are the effect of strong inflow of inhabitants (espe cially in the suburban areas, related to the suburbanization phenom enon) and high earnings. Low values of dem and in peripheral areas are predom inantly caused by depopulation proc esses and low purchasing pow er of inhabitants.
The sum m ary underlines suitability of analyses from a practical point of view. Applying the forecasts is m ainly related to the potential investm ent m ovem ent, as well as to the ne cessity of diversification of spatial policy on the part of the com m unes, as it is particularly im portant to secure appropriate land fo r housing construction, w hich should be included in the land use plans and local zoning plans.
The suggested im provem ents concern a larger diversification of indices, and an a t tem pt to conduct m ore m ethodically advanced analyses. It w ould be advisable to watch for m any years the tim e series of particular variables and m ultiple regressions upon the ob served housing supply in various adm inistrative and functional categories of com m unes, as there is a difference between urban housing (usually m ulti-fam ily) and rural housing (over w helm ingly one-fam ily). It w ould be highly suitable to conduct research on estim ation of the dem and and to present it in absolute values, that is estim ate a specific num ber of com pleted houses in term s of detailed spatial disaggregation.
The presented analysis allows also m aking som e predictions concerning directions for developm ent of the housing m arket. C onsidering various dem ands, it m ay be assum ed that there will be an intensifying process of stratification as regards satisfying the housing needs. A significant im provem ent of the housing situation in Poland can be achieved m ainly by in creasing personal incom es of Polish citizens, w hich could overcom e the econom ic barrier m aking it difficult to buy a dw elling, especially in vie w of grow ing property prices after a cces sion to the European Union.
K e y w o rd s : housing dem and, housing m arket predicting, Poland
Dr Przem ysław Śleszyński
