Absztrakt

A lakáspolitikák egyik sarokköve a kedvezőtlen jövedelmi viszonyokkal jellemezhető népesség lakáshelyzetének javítása. Ennek ellenére a rendszerváltás utáni Magyarországon egyre inkább a kormányzati szintű lakáspolitikák „liberális” arculata látszik érvényesülni, ami döntően a (felső) középosztálynak szánt közpolitikai eszközökkel és a lakhatási szegénység csökkentését célzó intézkedések marginalizálódásával jellemezhető. A tanulmány arra a kérdésre kíván választ adni, hogy mennyiben folytatódtak ezek a tendenciák 2010 után. A regresszióelemzés segítségével szignifikáns összefüggést állapítottunk meg a hazai járások jövedelmi viszonyai és lakásépítési hajlandóságuk között, rámutatva, hogy a 2016-ban kezdődő lakáspolitikai kurzus sem foglalkozott kellő mértékben a lakhatási szegénység problémáival, és ez korszakunk végére a rendszer bizonyos korrekcióját – a szerényebb jövedelmi helyzettel jellemezhető „preferált kistelepülések” felé irányuló fokozottabb figyelmet – tette szükségessé.

Kulcsszavak: lakáspolitika, lakásépítések, jövedelmi egyenlőtlenségek, Magyarország, regresszióelemzés

DOI: 10.56699/MT.2024.1.1

Pósfai Zsuzsanna és Jelinek Csaba 2018-ban megjelent tanulmányukban a rendszerváltást követő magyarországi lakáspolitikák mindinkább domináns pozícióba jutó liberális és ezzel párhuzamosan marginalizálódó szociális arculatát különböztette meg. Előbbi a lakást egyfelől a tőke felhalmozásának, másfelől a tőke kinyerésének és kivonásának folyamatába bevonó (ezért döntően a [felső] középosztálynak szánt), utóbbi pedig a lakhatási szegénység csökkentését célzó (a társadalmi reprodukció feszültségeinek helyi, rövid távú kezelésére összpontosító) közpolitikai eszközökkel jellemezhető (Pósfai–Jelinek, 2018; Gagyi et al., 2019). Ez a tipizálás nem feltétlenül esik egybe az aktuálisan hatalmon lévő – és ezért a lakáspolitikáról szóló diskurzus sajátosságait alapvetően meghatározó – (lakás)politikai kurzus önértelmezésével. Jó példa lehet erre az első Orbán-kormány által 2000-ben meghirdetett Otthonteremtési Program. Noha még elindítói sem igen tagadták, hogy a szóban forgó lakáspolitikai kurzus elsődleges célcsoportja a (felső) középosztály, az akkor a Fidesz legfontosabb szakpolitikusának tekinthető Mádi László a filtráció fogalmából kiindulva annak a véleményének adott hangot, hogy az Otthonteremtési Program (felső) középosztályt helyzetbe hozó intézkedései – leginkább az államilag támogatott lakáshitelek – olyan láncreakciót indíthatnak el, amelyből nem csupán a jobban szituált rétegek profitálhatnak. A lakásszociológia egyik fontos kifejezésének tekinthető filtráció esetében ugyanis arról van szó, „hogy a társadalomban kialakulhatnak olyan láncolatok, amelyeket egy jobban szituált család elköltözése indíthat el. Ez a döntés ugyanis azt eredményezheti, hogy a család »helyébe«, azaz az addigi otthonába egy nála egy kicsit alacsonyabb státuszú család költözhet, amely családnak ez a váltás viszont előrelépést jelent a lakáskörülményeik tekintetében” (Mádi, 2008: 32). Emellett arról se feledkezzünk meg, hogy az Otthonteremtési Program bizonyos intézkedéseivel kifejezetten nem a (felső) középosztályt célozta meg: a 12/2001. (I. 31.) kormány- rendelet VIII. 1–3. része alapján itt elég az elavult panellakások energiatakarékos korszerűsítését/felújítását megkönnyítő panelprogramot vagy a saját lakással egyáltalán nem rendelkezők számára előirányzott – a későbbiek során aztán sajnálatosan hamar kifulladó – önkormányzati bérlakásépítéseket megemlíteni (Kormány, 2001).

Az 1998 és 2002 között hatalmon lévő (lakás)politikai kurzus önértelmezését – mely szerint az Otthonteremtési Program céljai jóval túlmutatnak a (felső) középosztály helyzetbe hozásán – a korabeli szakirodalom több szempontból is megkérdőjelezte. Az egyik oldalról például Lakner Zoltán politológusként kifejtette, hogy a Fidesz akkori szavazóbázisának sajátosságaiból következő logikus választ adott a lakáspolitikai kihívásokra, noha még komolyabb szavazatszerző hatása lett volna, ha adekvát választ ad egy jóval szélesebb társadalmi kör problémáira is (Lakner, 2006). Másik oldalról empirikus adatokkal is árnyalni igyekezett a (felső) középosztály helyzetbe hozásán túli lakáspolitikai intézkedések jelentőségét az Otthonteremtési Programon belül, rámutatva például arra, hogy a bérbeadásra épült önkormányzati lakások aránya már 1999 és 2004 között is mindvégig kisebb – 0,7 és 4,5 százalék közötti – volt, mint a bérlakások „induló” részesedése a lakásállományból (Lakner, 2006). A 2008/2009-es ingatlanpiaci válságot (a továbbiakban: ingatlanpiaci válság) megelőző években aztán az Otthonteremtési Program „liberális” arculata – nem függetlenül az időközben bekövetkezett kormányváltástól – több vélemény szerint is halványulni látszott. Az egyik ilyen vélemény a 2002 és 2010 közötti baloldali (lakás)politikai kurzusnak a korábbinál „szociálisabb” arculatát emeli ki. Így Bajomi Anna Zsófia és szerzőtársai megemlítik, hogy „a Medgyessy-kormány már 2003-ban szigorított a kamattámogatások feltételein, azzal a céllal, hogy ki- zárják a legtehetősebbeket a programból. 2005-ben már a Gyurcsány-kormány vezette be a Fészekrakó programot, amely fiataloknak nyújtott állami garanciavállalást a lakáshitelek önrészére, hogy bizonyos esetekben akár önrész nélkül is lakáshitelhez juthassanak fiatal háztartások” (Bajomi et al., 2021: 90). Hasonló hatással járhatott továbbá a kevésbé tehetős rétegek számára is egyre inkább elérhető devizaalapú hitelezés felpörgése. A devizahitel-állomány legnagyobb mértékben 2006 és 2008 között bővült, amiben – Bölönyi-Horváth László kutatásai szerint – az is közrejátszhatott, hogy „2007-től rendszerszinten is jelentőssé vált az ügynökökön keresztüli értékesítés, ami lehetővé tette, hogy a korábbi banki kapacitáskorlátok enyhüljenek, illetve a közvetítőkön keresztül az addiginál gyengébb hitelképességű ügyfelek is hitelhez juthattak” (Bölönyi-Horváth, 2017: 9).

Az ingatlanpiaci válság – és a nyomában járó forintgyengülés – azonban felszínre hozta a devizaalapú hitelezésben mindig is jelen lévő kockázatokat, ami katasztrofális lakáspiaci hatásokkal járt, főként a kevésbé tehetős háztartások esetében. A 125/2009. (VI. 15.) kormányrendelet 2. §-a pedig 2009. július 1-jei hatállyal felfüggesztette az addigi állami lakástámogatási rendszert, és ezt követően csupán a fiatalok, valamint a többgyermekes családok kizárólag új építésű lakások vásárlására vagy lakásbővítésre igény- be vehető kölcsöneinek a 134/2009. (VI. 23.) kormányrendeletben bevezetett állami támogatása állt rendelkezésre a válság idején (Kormány, 2009a, 2009b).

A problémafelvetés

A Fidesz–KDNP-koalíció 2010-es hatalomra jutását követően ugyan megkezdődött az Otthonteremtési Program bizonyos elemeinek újjáélesztése – a 341/2011. (XII. 29.) kormányrendelet például ismét minden magyar állampolgárnak vagy Magyarországon jogszerűen tartózkodó személynek, illetve immár használt lakás vásárlásához és a Nemzeti Eszközkezelő Zrt.^[1]A 2011. évi CLXX. törvény értelmében a Nemzeti Eszközkezelő Zrt. (NET) feladata azoknak a szociálisan leginkább rászorult hiteladósoknak a megsegítése, akiknek jelzáloghitelük van, de … Részletek tulajdonába került lakások visszavásárlásához is lehetővé tette az ekkor bevezetett Otthonteremtési Kamattámogatás nevű konstrukció egyszeri igénybevételét (Kormány, 2011). Ám a 2010-es évtized első felében a magyar lakáspiac még így is a rendszerváltást követő mélypontjához ért. Ezt jól magyarázza az állami lakáspolitika szűk eszközrendszere – az energiák nagy részét a devizaalapú hitelesek megmentésére irányuló, vitatható sikerrel járó erőfeszítések kötötték le –, de a 2000-es évekkel ellentétben immár a (felső) középosztály válság során meggyengült rétegeinek sem álltak már rendelkezésükre a devizaalapú hitelek és/vagy saját források. Ezért a KSH adatai alapján 2013-ban már csupán 7293 lakás, az Otthonteremtési Program csúcspontjának tekinthető 2004-es év 43 913 lakásának mindössze 16,6 százaléka épült Magyarországon. Ezzel párhuzamosan ebben az időszakban folytatódott a hazai lakásállomány avulása is – a 341/2011. (XII. 29.) kormányrendelet hatálybalépéséig az államilag támogatott kamattámogatásokat lakásfelújításra nem lehetett igénybe venni (Kormány, 2011).

A negatív tendenciákat visszafordítani kívánó, 2016-ban kezdődő új lakáspolitikai kurzus magjává a Magyarország kormánya által az új lakások építéséhez, vásárlásához – 16/2016. (II. 10.) kormányrendelet – és a használt lakások vásárlásához, bővítéséhez – 17/2016. (II. 10.) kormányrendelet – egyaránt igénybe vehető támogatásforma (közkeletű nevén: családi otthonteremtési kedvezmény, a CSOK) vált (Kormány, 2016a, 2016b). Maga a CSOK logikájában az 1971 óta létező – 2009 és 2012 között átmenetileg megszüntetett – úgynevezett szocpol típusú támogatások utóda, amelyek a gyermekes háztartások lakásépítését (vagy -vásárlását, esetleg -bővítését) segítették vissza nem térítendő állami támogatással (Bajomi et al., 2021). Sok tekintetben azonban túl is tesz rajtuk: leginkább a különböző konstrukciókban/időpillanatokban igénybe vehető, a CSOK-támogatásokhoz kapcsolódó, államilag támogatott lakáshiteleket, adó-visszatérítési támogatásokat kell itt kiemelni.

A 2016-ban kezdődő lakáspolitikai kurzust meglehetősen nehéz röviden értékelni. Interpretációi két dimenzióban mozognak. Az egyik megközelítés a 2000-ben meghirdetett Otthonteremtési Programmal való hasonlóságokat emeli ki, rámutatva, hogy a korábbi támogatáshoz hasonlóan a CSOK szintén a (felső) középosztályra céloz (Gagyi et al., 2019). Az új lakás építése és vásárlása esetén addig érvényben lévő maximalizált bekerülési költség és vételár eltörlése valóban a (felső) középosztály érdekeinek megfelelő döntés volt, a CSOK igényléséhez előírt legalább TB-jogviszony pedig szintén komoly akadályokat gördített az alsóbb társadalmi rétegek részvétele elé. A lakáspolitika szociális arculatának ekkoriban felgyorsuló marginalizációja tovább élesítette ezt a lakáspolitikai fókuszt: az 1993. évi III. törvény 2015. március 1-jétől hatályos módosítása például a lakásfenntartási támogatást és az adósságkezelési szolgáltatást a települési támogatás jóval korlátozottabb – a települési önkormányzatok részéről ettől kezdve még csak nem is kötelezően nyújtandó – eszközei közé helyezte át. Egy másik megközelítés szerint a CSOK-ot – illetve a 2016-ban kezdődő új lakáspolitikai kurzust – nem önmagában, hanem egy átfogó társadalom- és gazdaságfejlesztési koncepció részeként célszerű értelmezni. Szűkebb értelemben leginkább a gyermekvállalás ösztönzésére (Tatay et al., 2019), szélesebb perspektívában pedig az építőipar és az ingatlanpiac fellendítésének általános, a lakáspolitikán jóval túlmutató gazdaságélénkítő hatására (Horváthné–Tóth, 2017) helyezhető a hangsúly. Az már más kérdés, hogy a CSOK (felső) középosztályra irányuló fókusza a támogatások korlátozott hozzáférésén, az ingatlanárak nem szándékolt következményként – externáliaként – jelentkező növekedésén keresztül komoly akadályokat gördített e szélesebb értelemben vett társadalom- és gazdaságfejlesztési célok megvalósulása elé is.

Jelen vizsgálatom nem kívánja komplex módon tárgyalni a fentebb körvonalazott problémát, pusztán a 2016-ban kezdődött lakáspolitikai kurzus területi hatásaira összpontosítja figyelmét. A következőkből indulok ki. Az új lakáspolitikai kurzus – szoros összefüggésben az épített lakások számát befolyásoló egyéb tényezőkkel, például a 2010-es évek második felében Magyarországon is egyre inkább érezhető gazdasági konjunktúrával – kétségkívül fel tudott mutatni bizonyos sikereket. Az épített lakások száma elmozdult a 2013-as mélypontról, 2018-ra 17 681-es értékre, majd a Covid–19 előtti utolsó, 2019-es „békeévben” már 21 127 lakásra emelkedett. Ezzel együtt azonban az Otthonteremtési Program 2004-es csúcsához képest (43 913 lakás) továbbra is számottevő volt az elmaradás. E vegyesen értékelhető eredmények mögött ráadásul komoly területi egyenlőtlenségek is meghúzódhatnak. Sejtésünket alátámasztja, hogy a 109/2019. (V. 13.) kormányrendelet a „falusi CSOK” intézményesítésével éppen a leghátrányosabb helyzetű járásokban található, csökkenő népesedési trendekkel jellemezhető „preferált kistelepülések” esetében tette lehetővé, hogy az addig csupán új lakások építéséhez, vásárlásához igénybe vehető, vissza nem térítendő támogatásokat használt lakás vásárlására, bővítésére és korszerűsítésére is lehessen fordítani, valamelyest ellensúlyozva az érintett települések lakásállományának az elégtelen lakásépítésből (is) fakadó amortizációját (Kormány, 2019).

Az empirikus vizsgálat eredményei

Empirikus vizsgálatom célja, hogy további adalékokkal szolgáljon a 2010-es évek lakáspolitikájának értelmezéséhez, különös tekintettel a 2016-ban kezdődő új lakáspolitikai kurzus által generált területi egyenlőtlenségek alakulására. A hosszabb távú összefüggések érzékeltetése érdekében kitekintek az ezredforduló utáni első évtized (az Otthonteremtési Program bejelentését megelőző 1999-es év, a rendszerváltást követő lakásépítések csúcspontjának tekinthető 2004-es év és az ingatlanpiaci válság hazai berobbanását megelőző 2009-es év) eredményeire, majd ezeket kiegészítem két további évre vonatkozó adatok elemzésével:

1. a 2013-as esztendővel, amikor is az épített lakások száma (7293) országos szinten elérte a rendszerváltás utáni mélypontot;
2. valamint a 2018-as esztendővel, amelynek eredményeiből akár az új lakáspolitikai kurzus bizonyos elemeinek 2019-es újragondolására – így a „falusi CSOK” intézményesítésére – is következtethetünk.

A lakáspolitika hatásainak területi különbségeit az ezredforduló utáni első évtized és a 2010-es évek esetében egyaránt egy alsó középszintű adatbázis kiépítésével próbálom érzékeltetni. Az 1999-es, 2004-es és a 2009-es évek időbeli metszeteinek esetében ez az alsó középszint a KSH-elnök 9006/1994. (SK 3.) számú közleménye által lehatárolt statisztikai kistérségeket jelenti (KSH, 1994), a 2013-as és a 2018-as évekre vonatkozóan pedig – alkalmazkodva a KSH új adatgyűjtési módszertanához – egy járásszintű adatbázist építettem ki. A 2013. január 1-jén bevezetett járási rendszer (175 járás + 23 fővárosi kerület, amely a Polgárdi járás 2014. december 31-i megszüntetésével, illetve az Enyingi és Székesfehérvári járásokba olvasztásával 174 járásra + 23 fővárosi kerületre módosult) és az ezzel párhuzamosan megszüntetett statisztikai kistérségek (175 statisztikai kistérség) területe között nem áll fenn kontinuitás. Számuk/területi léptékük azonban kellően hasonló ahhoz, hogy segítségükkel összevethetővé váljék, hogy az új lakáspolitikai kurzus a 2010-es évtized második felében milyen – a korábbiakhoz hasonló vagy azoktól eltérő – területi hatásokat generált. A minél jobb összehasonlíthatóság érdekében csak egy esetben nyúltam bele a KSH járásszintű adatbázisába: mivel 1994 és 2012 között Budapest egyetlen statisztikai kistérséget alkotott, a 2013-as és a 2018-as évek esetében sem a huszonhárom fővárosi kerület, hanem Budapest főváros összevont adatait vettem fel az adatbázisba. Az egyszerűség kedvéért Budapestet és a 175 (2018-ban 174) járást tartalmazó adatbázist – nem véve tudomást arról, hogy Budapestet nem nevezik járásnak – a továbbiakban járásszintű adatbázisnak, az adatbázist alkotó sokaság tagjait pedig járásoknak nevezem.

A következőkben elsősorban arra keresem a választ, hogy a rendszerváltást követő magyarországi lakáspolitikáknak a 2016-os új lakáspolitikai kurzusra is jellemző „liberális” arculata – a CSOK (felső) középosztályra irányuló fókusza – milyen hatást fej- tett ki a lakásépítések területi mintázataira, azaz mennyiben éleződtek a különbségek ezen a téren a kedvezőbb és a kevéssé kedvező jövedelmi viszonyokkal jellemezhető járásaink között. A lakhatással kapcsolatos közpolitikák hatását a lakhatási szegénység csökkentésére természetesen számos indikátorral lehetne vizsgálni, például a megfizethetőséggel vagy a szubstandard lakások arányával. A következőkben azonban inkább indirekt úton világítanám meg a problémát. A későbbiekben empirikusan is tesztelt hipotézisünk szerint a jövedelmi viszonyok (járásszintű adatbázisunkban: az egy adófizetőre jutó személyijövedelemadó-alapot képező jövedelem / év független változója) szignifikáns hatást gyakorolnak a lakhatási szegénység mérséklése szempontjából kulcsfontosságú lakásépítésekre (járásszintű adatbázisunkban: az ezer lakosra jutó épített lakások száma / év függő változójára).^[2]Feltételezve azt az épített lakások minőségi paraméterei segítségével is igazolható összefüggést, hogy a magasabb jövedelmű kistérségekben/járásokban a lakhatási támogatások … Részletek Így ennek a hatásnak az erősödése az új lakáspolitikai kurzust követő időszakban a lakhatással kapcsolatos közpolitikák alapvetően „liberális” – a (felső) középosztály lakáshoz jutását elősegítő – arculatára, illetve a lakhatási szegénység csökkentését megcélzó aspektusának hiányosságaira mutat rá. A jövedelmi viszonyok lakásépítésre gyakorolt hatása mechanizmusának feltárásához az egyváltozós lineáris regresszióelemzés (a továbbiakban: regresszióelemzés) nevű matematikai-statisztikai eljárást veszem igénybe.

Regresszióelemzésünk egy független változónak (itt: a jövedelmi viszonyoknak) egy függő változóra (itt: a lakásépítésre) gyakorolt hatását teszi vizsgálat tárgyává. Leglátványosabb eredménye az úgynevezett regressziós egyenes, amely megmutatja, hogy a függő változó milyen értékei tartoznának a független változó egyes értékeihez, ha a függő változó értékeit kizárólag a független változó értékei határoznák meg, azaz a hatás determinisztikus lenne. A vizsgálat során a regressziós egyenes kétfajta tulajdonságát fogjuk hasznosítani:

• a regressziós egyenes illeszkedését,
• illetve a meredekségét.

Elsőként tekintsünk a regressziós egyenes illeszkedésére. Ahhoz, hogy megértsük, mit jelent a regressziós egyenes illeszkedéséről beszélni, szükségünk lesz a reziduális fogalmának értelmezésére. A lineáris regresszióelemzés során elsőként a (B) meredekségű, az y tengelyen (a) pontban áthaladó regressziós egyenes egy olyan egyenletét írhatjuk fel (i. képlet):

(i) Ŷ = a + BX

amelynek segítségével a független változó (X) – vizsgálatunkban: az egy adófizetőre jutó személyijövedelemadó-alapot képző jövedelem nagysága – minden értékéhez hozzárendelhetjük a függő változó (Ŷ) – jelen esetben: az ezer lakosra jutó épített lakások száma – becsült értékét. Ha azonban a független változó függő változóra gyakorolt hatása nem determinisztikus, a függő változók valódi értékei általában eltérnek a függő változók így becsült értékeitől. Az eltéréseket a szakirodalom reziduálisoknak nevezi, és általában (e) betűvel jelöli. Y egy valódi (tapasztalati) értéke tehát mindig felírható a független változónk által meghatározott becsült érték (Ŷ) és az egyéb tényezők által meghatározott reziduális (e) összegeként (ii. képlet):

(ii) Y = Ŷ + e

Azt mondhatjuk, hogy minél jobb a regressziós egyenes illeszkedése, annál inkább várható, hogy Y egy valódi (tapasztalati) értékét a független változónk által meghatározott becsült érték (Ŷ) s nem az egyéb tényezők által meghatározott reziduális értéke (e) fog- ja meghatározni. Magának az illeszkedésnek a mértékére legegyszerűbben a Theil-féle, szabadságfokkal korrigált R2 (a továbbiakban: korrigált R2) értékének segítségével mutathatunk rá, amely szemléletesen azt a kérdést válaszolja meg, hogy hány százalékban határozzák meg a függő változók értékeit a független változók értékei. A Theil-féle, szabadságfokkal korrigált R2 az 1 vagy –1 (százszázalékos pozitív vagy negatív irányú determinisztikus kapcsolat) és a 0 (nincs kapcsolat) közötti értékek valamelyikét veszi fel.

A regressziós egyenes meredeksége (Beta, a továbbiakban: B) arra ad választ, hogy milyen intenzitású a független változó által kifejtett hatás. Nyilvánvaló, hogy a regressziós egyenes illeszkedése és meredeksége két eltérő összefüggésre mutat rá. Egyszerűen fogalmazva: még egy jól illeszkedő regressziós egyenes meredeksége is lehet csekély, ha gyenge a független változó által kifejtett hatás intenzitása. A továbbiakban a regressziós egyenes meredekségének vizsgálata során B standardizált értékeinek (ezentúl: standardizált B) vizsgálatát fogom előnyben részesíteni a normál B értékek vizsgálatával szemben. Szemléletesen: a standardizált B értékei arra világítanak rá, hogy az egy adófizetőre jutó személyijövedelemadó-alap egyszórásnyi változása hány szórásnyi változást generál az ezer lakosra jutó épített lakások számának tekintetében. Ezzel szemben B normál értékei csupán azt mutatnák meg, hogy az egy adófizetőre jutó személyijövedelemadó-alapot képező jövedelem egységnyi – például százezer forintnyi – növekedése mennyivel növeli meg az ezer lakosra jutó épített lakások számát. Márpedig olyan évek esetében, amikor az épített lakások számai ilyen nagymértékben szóródnak (2004: 43 913; 2013: 7293 épített lakás), csakis a standardizált B segítségével válhat összehasonlíthatóvá a független változó függő változóra gyakorolt hatásának intenzitása.

A regressziós egyenes illeszkedése

Az 1. táblázat alapján jól látható az 1999 és 2018 közötti lakáspolitikák mindinkább domináns pozícióba jutó „liberális” arculatának néhány következménye.

1. táblázat: A korrigált R2 értékei (1999–2018)

Az adatok forrása: KSH, 1999, 2004, 2009, 2013, 2018

A 2000-ben meghirdetett Otthonteremtési Program előestéjén az egy adófizetőre jutó személyijövedelemadó-alap még mindössze hat százalékban magyarázta meg a lakásépítések területi különbségeit (korrigált R2 = 0,06), majd ez a viszonylag gyenge – de a 95 százalékos valószínűségi szinten már akkor is szignifikánsnak tekinthető – hatás az ezredfordulót követően egyre kifejezettebbé vált. 2004-ben – amikor a rendszerváltást követően a legtöbb lakás épült Magyarországon – a korrigált R2 értéke elérte a 0,21-ot, az ingatlanpiaci válság Magyarországra érkezésének előestéjén pedig már 0,382-re emelkedett. Ennek elsődleges oka azonban a lakásépítések 2004 és 2009 között számottevően – 43 913-ról 31 994-re – visszaeső hajlandóságának sajátos területi mintázataiban keresendő. A tisztánlátás érdekében nyomtassuk ki az Y = Ŷ + e képlet alapján meghatározható standardizált reziduálisok értékeit a 2004-es és a 2009-es évekre vonatkozóan. Némileg önkényesen azokat a reziduális értékeket fogjuk jól illeszkedőnek nevezni, amelyek legfeljebb egy standard hiba távolságban vannak a regressziós egyenestől – a többieket olyan „deviáns” eseteknek tekintjük, amelyek valódi értékeit az adott területi egység jövedelmi viszonyain kívül nem elhanyagolható mértékben határozza meg valami más tényező is. Azoknak a statisztikai kistérségeknek az esetében, ahol 2004-ben az ott élők jövedelmi helyzetéhez viszonyítva túl sok lakás épült, 2009-re igen erőteljesen esett vissza a lakásépítési hajlandóság. A 2. táblázat a 2004-ben a jövedelmi helyzet lakásépítési hajlandóságra gyakorolt hatása tekintetében „pozitív deviánsnak” minősülő – tehát a várt értéktől (Ŷ-tól) legalább +1 standard hibányi távolsággal jellemezhető – statisztikai kistérségek ezer lakosra jutó épített lakások száma / év mutatóit veti össze 2004 és 2009 között. Látható, hogy a szóban forgó statisztikai kistérségek közül a tizenöt esetből – a Keszthely-hévízi és a Kapuvári kistérségeket a 2004 és 2009 közötti területszervezési változások miatt nem vettem figyelembe – az ezer főre jutó lakásépítések számának változása tizenkét esetben még az országos tendenciák alapján várható 0,73-os arányszámot sem érte el, erőteljesen javítva a 2009-es esztendő regressziós egyenesének illeszkedését.

2. táblázat: Az ezer lakosra jutó épített lakások számának alakulása a 2004-ben pozitív deviánsként viselkedő kistérségekben (2004–2009)

Az adatok forrása: KSH, 2004, 2009

Az ingatlanpiaci válság hatására 2013-ra a korrigált R2 értékei drasztikusan lecsökkentek. Kézenfekvő magyarázat, hogy a válság immár az ország teljes területén visszafogta a magasabb jövedelmű rétegek lakásépítési hajlandóságát, noha az egy adófizetőre jutó személyijövedelemadó-alap magyarázóereje még ezzel együtt is magasabb szinten állapodott meg, mint a 2000-ben meghirdetett Otthonteremtési Program csúcspontjának számító 2004-es évben. A 2016-ban induló lakáspolitikai kurzussal azután új fejezet kezdődött az állam lakáspolitikai szerepvállalásában, a 2018-ra már megmutatkozó első eredmények pedig megerősíteni látszanak a „liberális” arculat visszatérésére vonatkozó értékeléseket: a korrigált R2 a 2004-es és a 2009-es év között durván félúton található 0,299-es értékig emelkedik. Pusztán a korrigált R2 értékeire hagyatkozva azonban csak nagyon korlátozott módon lehet következtetni az új lakáspolitikai kurzus jellegére. Hogy mást ne említsünk, a 2000-ben meghirdetett Otthonteremtési Programmal kapcsolatos narratívák egyik kulcsfogalmának tekinthető filtráció érvényesülése szempontjából nem feltétlen negatívum a magasabb jövedelemmel rendelkező rétegek/térségek növekvő lakásépítési hajlandósága, feltéve persze, ha ez nem jár együtt komolyabb területi egyenlőtlenségekkel, illetve ha a kormányzati szintű korrekciós mechanizmusok tompítani képesek a nem várt hatásokat. Eddigi eredményeinket ezért feltétlenül ki kell egészíteni az említett területi egyenlőtlenségek mértékére jobban reflektáló standardizált B értékeivel.

A regressziós egyenes meredeksége

A regressziós egyenes meredekségének alakulása az 1999 és 2018 közötti időszakban nagymértékű hasonlóságot mutat a regressziós egyenes illeszkedése kapcsán már leírtakkal. A 3. táblázat alapján jól látható, hogy az Otthonteremtési Program meghirdetését követően 1999 és 2004 között a standardizált B értékei szintén erőteljes növekedésnek indultak. Ez a trend folytatódott a 2004 és 2009 közötti időszakban is, jól rámutatva azoknak a – lakáspolitikai intézkedésektől független egyéb tényezők jelentőségét minden bizonnyal alábecsülő – magyarázatoknak a korlátaira, amelyek az ingatlanpiaci válságot megelőző időszakban részben a 2002 és 2010 közötti lakáspolitikai kurzus szociálisabb arculata, részben a devizaalapú hitelezés felpörgése miatt a jövedelmi helyzet lakásépítésekre gyakorolt hatásának csökkenő intenzitását várták volna. Az ingatlanpiaci válság hatására azután a standardizált B értékei is észrevehetően, de a 2004-es értékeket azért el nem érő szintre estek vissza, hogy azután a 2016-ban kezdődő lakáspolitikai kurzus hatására újra emelkedésnek induljanak.

3. táblázat: A standardizált B értékei (1999–2018)

Az adatok forrása: KSH, 1999, 2004, 2009, 2013, 2018

A standardizált B 2013 és 2018 között újra növekedésnek induló értékei nyilvánvaló módon mutatnak rá a hazai lakásszektor bizonyos egyensúlyi zavaraira. A következőkben azonban megpróbálom bizonyítani, hogy ezek a zavarok alapvetően nem a hazai lakásszektor egészét jellemzik, hanem egyes rendellenes sajátosságokat felmutató térségekre korlátozódnak. A bizonyítás érdekében korlátozzuk figyelmünket a 2013-as, majd a 2018-as adatok alapján a jól illeszkedő reziduális értékekkel rendelkező – tehát a regressziós egyenestől legfeljebb egy standard hiba távolságban lévő – járásokra. Ha tehát eltekintünk a deviáns esetektől, akkor arra a meglepő következtetésre juthatunk, hogy az így megrajzolt regressziós egyenesünk 4. táblázatban látható meredeksége 2013 és 2018 között lecsökkent.

4. táblázat: A standardizált B értékei (2013–2018) az egy standard hibán belüli – jól illeszkedő – változók figyelembevételével

Az adatok forrása: KSH, 2013, 2018

És most tekintsük át az egy standard hiba feletti standardizált reziduális értékekkel jellemezhető pozitív deviáns járásokat az 5. táblázat alapján. Látható, hogy az idesorolható húsz járás közül tizenhat esetben – a Soproni, a Dunakeszi, a Siófoki és a Kecskeméti járás kivételével – az épített lakások számának emelkedése egyértelműen meghaladta azt a mértéket (azaz a 2,4-es arányszámot), amelyet a lakásépítések számának hazai növekménye indokolttá tett volna. 2013 és 2018 között ráadásul maguknak a pozitív deviáns járásoknak is megnőtt a számuk, tizenhatról húszra: az (I) számmal jelölt nyolc járás mellett – amelyek 2013-ban és 2018-ban egyaránt a pozitív deviánsok között szerepeltek – tizenkét további, (II) számmal jelölt járás vált pozitív deviánssá ebben az időszakban, és csupán nyolc járásnak az értékei tértek vissza a normál (jól illeszkedő) tartományba. Mindebből levonható a tanulság: a standardizált B értékének (a regressziós egyenes meredekségének) – és egyben a hazai lakáspiac területi egyenlőtlenségeinek – növekedéséért főként ezek a pozitív deviánsok tehetők felelőssé.

5. táblázat: Az ezer lakosra jutó épített lakások számának alakulása a 2018-ban pozitív deviánsként viselkedő járásokban (2013–2018)

Az adatok forrása: KSH, 2013, 2018

Mivel pozitív deviánsokról van szó, az itt megfigyelhető túlzott lakásépítési hajlandóság okai nem jövedelmi, hanem inkább más – sejtésünk szerint főképp területi – természetűek. Némi leegyszerűsítéssel a húsz pozitív deviáns esetében négy területi klaszter különíthető el:

• A Balaton-parti Az idetartozó Somogy, Veszprém és Zala megyei járások esetében elsősorban a vízparti környezetben való tartós letelepedés szándéka vagy a nyaralócélú építkezések növelték a lakásépítési hajlandóságot.
• A budapesti agglomerációs klaszter. A Pest megyei járások esetében a zsúfolt fő- városból való elköltözés és ezzel együtt a centrum közelében maradás szándéka a meghatározó.
• A Győr-Moson-Sopron megyei A dinamikusan fejlődő Győr mellett szerényebb léptékben ugyan, de a budapesti agglomerációra jellemző okok a meghatározók a Győri, a Kapuvári és a Mosonmagyaróvári járás esetében.
• Végül az egyéb dinamikusan fejlődő nagyvárosi centrumok által dominált járások klasztere esetében (Soproni járás, Kecskeméti járás, Szombathelyi járás) is a vártnál magasabb lakásépítési hajlandóság látható. A Debreceni járás esetében érdekes módon ugyan nem figyelhető meg efféle pozitív deviancia (–0,1037-es, igen jól illeszkedő standardizált reziduális érték), de a Debrecen közvetlen vonzáskörzetében fekvő Hajdúhadházi járás egyértelműen ebbe a klaszterbe sorolható.

Konklúzió

Tanulmányom elsősorban a 2016 utáni hazai lakáspolitikai kurzus területi hatásainak értékelését tűzte ki célul, bár képes volt rámutatni bizonyos kontinuitásokra a korábbi időszakokkal is: a (felső) középosztály lakáshoz jutását elősegítő lakáspolitikák az Otthonteremtési Program 2000-es meghirdetése óta szignifikáns hatást gyakorolnak a lakásépítések területi mintázataira. A 2016-ban kezdődő új lakáspolitikai kurzust azonban ezzel együtt is meglehetősen összetett módon célszerű értékelni. Noha 2013 és 2018 között a jövedelmi viszonyok lakásépítésre gyakorolt hatása – a regressziós egyenes illeszkedése – a szóban forgó lakás- politikai kurzus „liberális” arculatával összhangban erősödésnek indult, komolyabb egyensúlyi zavarok csak néhány abnormálisan magas lakásépítési hajlandósággal jellemezhető pozitív deviáns járás / területi klaszter esetében figyelhetők meg. A jogalkotó ezzel együtt is fontosnak tartotta a területi anomáliák mérséklését: ezért az új lakáspolitikai kurzus első jelentős korrekciós lépéseként interpretálható 109/2019. (V. 13.) kormányrendeletben úgy döntött, hogy a szerényebb jövedelmi helyzettel jellemezhető – és kifejezetten gyenge lakás- építési hajlandóságot mutató – „preferált kistelepülések” lakásviszonyait inkább a használt lakás vásárlására, bővítésére és korszerűsítésére igénybe vehető „falusi CSOK” segítségével javítja, akkor még – hiszen a gazdaság jó állapota nem kényszerítette ki a lakáspolitikai kurzus alapjainak újragondolását – az eredeti CSOK módosítása nélkül (Kormány, 2019). A 109/2019. (V. 13.) kormányrendelet természetesen csak az első volt az efféle korrekciós mechanizmusok sorában: a 2020-as évtized eddigi fejleményei – a Covid–19-pandémia és a nyomában járó háborús/inflációs válságszituációk hatása – a kormányzati szintű lakáspolitikák állandó újragondolását teszik szükségessé mind a mai napig. Elsőként a lakáspolitikai támogatások bővítése volt a jellemző tendencia, ellensúlyozandó a Covid–19-pandémia negatív társadalmi hatásait. Ennek következtében – főként az 510/2020. (XI. 25.) kormányrendelet által intézményesített Otthonfelújítási Támogatás rekordmagas igénylése miatt – a lakástámogatások költségvetési tétele 2022-ben reálértéken a rendszerváltás utáni legmagasabb szintre ugrott (Pálos, 2023). Ezzel párhuzamosan azonban a központi költségvetésre nehezedő nyomás fokozódása miatt a megszorítások elérték a lakáspolitikai rendszer bizonyos elemeit is. Az Otthonfelújítási Támogatás és az annak előfinanszírozását segítő támogatott Otthonfelújítási Hitel folyósítása 2022. december végén – különleges esetekben 2023. március 31-én – zárult le (Hercsei, 2022), Gulyás Gergely miniszterelnökséget vezető miniszter a 2023. június 22-i kormányinfón pedig 2023. január 1-jei hatállyal bejelentet- te a CSOK kivezetését – a „falusi CSOK” kivételével (Hecker, 2022). Végül az inflációs időszak mélypontját magunk mögött hagyva 2024. január 1-jétől az úgynevezett CSOK plusz intézményes keretei között megkezdődik a 2023. január 1-jén kivezetett CSOK bizonyos elemeinek óvatos visszaépítése is (Fülöp, 2023). De a jelenkor tendenciáinak értékelése már meghaladná tanulmányunk szűkre szabott terjedelmét.

Köszönetnyilvánítás

A TKP2021-NKTA-51. számú projekt a Kulturális és Innovációs Minisztérium Nemzeti Kutatási Fejlesztési és Innovációs Alapból nyújtott támogatásával, a TKP2021-NKTA pályázati program finanszírozásában valósult meg.