Fördelning av kvarlåtenskap vid arvsskifte

Transkript

1 NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala unverstet Magsteruppsats Författare: Lars Björn Handledare: Henry Ohlsson HT 2008 Fördelnng av kvarlåtenskap vd arvsskfte En analys av ntergeneratonella fnansella transfererngar.

2 Sammanfattnng Att förstå vad som bestämmer hur ndvder fördelar sna tllgångar tll nästa generaton är vtalt för ekonomn helhet. Dessa mönster är ntressanta för framtda konsumton och sparande, även för framtda skatte- och fnanspoltk. Ändamålet med denna undersöknng är att studera hur föräldrar fördelar sn kvarlåtenskap mellan sna barn och om resultaten skljer sg åt efter slopandet av arvs- och gåvoskatten. Datamateralet som undersöks nnehåller boupptecknngar för ndvder, avldna år 2004 och För att den altrustska teorn skall hålla krävs att det förkommer ojämn fördelnng av arv från föräldrar tll barn. Resultatet undersöknngen vsar bland annat att andelen som delar sn kvarlåtenskap olka urvalen år 2004 och 2005 är 8 respektve 11 procent. Nyckelord: altrusm, arv, ntergeneratonella transfererngar, kvarlåtenskap, lkafördelnng Econlt. Koder: D100, D190, D640, H000, H240 2

3 Innehållsförtecknng 1. Inlednng Bakgrund Slopandet av arvs- och gåvoskatten Syfte Metod och avgränsnngar Tdgare studer Teor Den altrustska modellen Den egostska modellen Utbytesmodellen Empr Databeskrvnng Data för år Data för år Resultat Deskrptva resultat Regressonsresultat Analys och dskusson Förslag tll vdare forsknng Slutsats Referenser

4 1. Inlednng Att vlja sna barns bästa och säkra deras framtd är en nställnng som de flesta föräldrar delar. Hur föräldrar väljer att fördela sn kvarlåtenskap och vad som påverkar fördelnngen är frågor som behandlas denna uppsats. Det fnns nästan nget som prövar famljebanden på samma sätt som när ett arv skall fördelas. Ett sätt för en förälder att ombesörja sna barns framtda fnansella välstånd kan vara genom arv, exempelvs genom att författa ett testamente. Detta skulle kunna vara ett nctament tll att föräldrar sparar sna tllgångar stället för att sälja värdefulla föremål och spendera sna tllgångar på egen konsumton, på ålderns höst. Att studera omfördelnngen mellan generatoner, form av arv, är av vkt för att kunna förutse framtda generatoners tllgångar och konsumtonsmönster. Detta är förlängnngen ntressant för ett lands allmänna makroekonomska och poltska utvecklng. Avskaffandet av arvsskatten år 2005 förde med sg en skattelättnad för de prvatpersoner som funderar på hur och om de skall fördela sn kvarlåtenskap mellan sna närmast efterlevande barn och barnbarn. Den slopade skatten kan medföra att personer kan fördela kvarlåtenskapen på ett sätt som mer speglar deras ntentoner med arvet än att försöka krnggå att betala skatt så stor utsträcknng som möjlgt. I ljuset av den slopade arvs- och gåvoskatten, blr fördelnngen av kvarlåtenskapen mer transparent, vlket är en fördel för denna uppsats. På grund av den tdgare skatten är det sannolkt att gåvor och ekonomsk kompensaton tll efterföljande generatoner har skett nnan personen har avldt. På så vs har vederbörande helt laglgt kunnat undgå skatt varerande utsträcknng. Utan tllräcklga nkomstdata för de olka generatonerna är det svårt att utreda om boet har skftats nnan personen har avldt och hur den eventuella fördelnngen har sett ut. Datamateralet som presenteras denna uppsats har tagts fram efter slopandet av arvs- och gåvoskatten och kan förhoppnngsvs ge en mer rättvsande bld över föräldrars fördelnng av sn kvarlåtenskap. Detta kommer att jämföras med lknande data för 2004, vlket 4

5 förhoppnngsvs kan leda tll ntressanta slutsatser över ndvders olka gåvo- och fördelnngsmönster med respektve utan beskattnng. 1.1 Bakgrund Intergeneratonella överförngar är ntressant ur flera aspekter. De kan ge en ndkaton på framtda generatoners konsumtons- och produktonsmönster. Eller lgga tll grund för hur ett land utformar framtda fnans- och skattepoltk. Flertalet studer ämnet är utförda Amerka. Resultaten för de amerkanska undersöknngarna är av uppenbara skäl nte applcerbara på den svenska populatonen. Jag har tllgång tll två datamateral, ett nsamlat år 2004 samt ett urval som jag har nsamlat efter slopandet av skatten år En jämförelse av dessa datamateral kan belysa eventuella skllnader för hur ndvder agerar med respektve utan beskattnng Slopandet av arvs- och gåvoskatten Den nu avskaffade arvslagstftnngen Sverge har sn grund de lagar som uppkom under 1800-talets slut upprättades en taxerngslag med boupptecknng som grund, Ohlsson (2007)*. Efter andra världskrgets slut blev syftet med arv- och gåvoskatten att fnansera delar av Sverges stadsskuld. Intressant att notera är att under 1970-talet låg arvsskattesatsen krng 70 procent, på margnalen, för att senare begränsas tll omkrng 30 procent, Seth och Tjäder (2005). Arvs- och gåvoskatt har nte ansetts som vktga ntäktskällor tll statskassan. Dessa skatter har snarare tjänat som utjämnande och gett legtmtet tll andra skatter, Ohlsson (2007)*. År 2003 avskaffas skatten för arv tll make och sambo, Proposton (2003/04:15). Hösten 2004 tllkännagav regerngen att arvs- och gåvoskatten skall slopas från och med den första januar 2005, (Prop. 2004/05:1, sd 52). Som skäl tll detta anges bland annat att arvsoch gåvoskatten nbrngar relatvt små ntäkter tll staten 1 och att 1 De statlga ntäkterna från arvs- och gåvoskatten uppgck tll crka 2,6 mljarder kronor. Vlket motsvarar knappt 0,4 procent av statsbudgeten, vars totala ntäkter uppgck under fjärde kvartalet år 2004 tll 697 mljarder kronor (ESV). 5

6 admnstratonskostnaderna är relatvt höga. (Prop. 2004/05:25). Förslaget som beslutas rksdagen december 2004, avsågs att träda kraft den första januar Dock ändrades beslutet och den nya lagen började gälla från och med den 17:e december 2004 på grund av de många svenskar som drabbades av flodvågskatastrofen Sydostasen. Skattens avskaffande 2005 var tänkt att underlätta främst för generatonsväxlngen för företag närngslvet. Det skapade också möjlgheter för prvatpersoner att fördela sn kvarlåtenskap mellan sna efterlevande anhörga på ett sätt som mer speglar deras ntentoner med arvet än att försöka krnggå att betala skatt så stor utsträcknng som möjlgt, (Prop. 2004/05:25). Det datamateral som presenteras uppsatsen som omfattar boupptecknngar nsamlade för år 2005 omfattas således nte arvlåtaren av arvs- och gåvoskatten. Denne kan stt testamente uttrycka sn exakta vlja utan att behöva ta hänsyn tll att eventuell skattemnmerng. Att arvngar gör arvsavståenden 2, syfte att mnska skatt kommer och med slopandet av arvs- och gåvolagen, att bl naktuellt, Seth och Tjäder (2005). En jämförelse av antalet arvsavståenden datamateralet för år 2004 och 2005 vsas tabell 1. Tabell 1. Antal arvsavståenden år 2004 jämfört med år År 1:a gen. 2:a gen Jämförelsen vsar en betydande skllnad mellan åren för båda generatonerna. Tabellen ovan vsar att det är närmare 10 gånger färre arvsavståenden år 2005 jämfört med år Tabell 1 ger en ndkaton på att arvsavstående hos efterlevande första hand verkar bero på att mnmera skatt för urvalen år 2004 och Ett barn tll den avldne avstår, helt eller delvs, sn arvsdel tll förmån för någon annan, oftast stt eget barn. 6

7 Fnansella lösnngar som även dessa uppkommt för att mnmera skatt är exempelvs olka typer av kaptalförsäkrngar. Även pensonsförsäkrngar som lämnats helt eller delvs orörda tll förmån för efterlevande har vart befrade från skatt. Ur skattemnmerngssynpunkt fyller denna typ av fnansella lösnngar ngen funkton efter år 2005, Seth och Tjäder (2005). 1.2 Syfte Syftet med denna uppsats är att utreda hur kvarlåtenskapen vd arv fördelas mellan efterarvngarna. Är lkafördelnng något som eftersträvas eller kan det fnnas andra motv tll hur en förälder väljer att fördela stt arv? Det undersöks om syskonskarans (bröstarvngarnas) sammansättnng, antal och kön har någon effekt för hur kvarlåtenskapen fördelas. Vdare undersöks skllnaderna för fördelnng av kvarlåtenskapen före och efter avskaffandet av arvs- och gåvoskatten. 1.3 Metod och avgränsnngar För att kunna genomföra denna undersöknng har jag samlat n data för år Data över boupptecknngar från stockholmsstad för två år, och 2005, tagts fram. Boupptecknngarna kommer att analyseras och jämföras snsemellan och årsvs genom en probtmodell. Data för åren 2004 och 2005 erhölls från Skatteverkets databaser. Detta resulterade 239 respektve 409 boupptecknngar kunde användas för vdare studer denna uppsats. Datamateralet samt de modeller och tester som utförs beskrvs utförlgt empravsnttet, del tre. För att kunna htta mönster och tendenser mellan teor och empr samt för att undersöka vlka varabler som kan påverka lkafördelnng av arv utförs regressoner på datamateralet. Varabeln lkafördelnng är bnär och modellen skattas med en ckelnjär sannolkhetsmodell, en probtmodell. Modellen ser ut enlgt ekvaton (1) nedan z 2 1 s P ( Y ) exp ds 2 2 där s ~ N(0,1) (1) 3 Data för 2004 har tllhandahållts av professor Henry Ohlsson, Ohlsson (2007). 7

8 för =1,, n, j =1,, m; 0 PY ( ) 1, Pndyck och z 1x 1... j x j, och Rubnfeld (1998). Modellen estmeras med programmet stata och tolkas genom att studera varje varabels margnalnverkan på den beroende varabeln. Uppsatsen är dsponerad enlgt följande ordnng. Del ett avslutas med en redogörelse över tdgare forsknng nom området. I del två beskrvs relevanta teorer som är av ntresse för denna uppsats. Vdare del tre presenteras datamateralet deskrptvt för de båda stckproven. Därefter redovsas och tolkas resultaten från regressonerna. I efterföljande analys och dskusson, del fyra, används teorn för att förankra antaganden och göra relevant återknytnng tll de resultat som uppkommt analysen av datamateralet. 1.4 Tdgare studer Tdgare studer nom området är omfattande, detta kan tänkas bero på att famljen ses som en grundläggande nsttuton nom ekonomn. Famljen fördelar tllgångar och gåvor av varerande slag vlket leder tll konsumton eller en arvsstuaton, framtda konsumton och tryggandet av avkommans framtd. Vad som drver detta, hur fördelnngen av tllgångar ser ut och vlka nctament som leder tll att fördelnngen ser ut som den gör är frågor som behandlas forsknngen. De två huvudfårorna bland de teoretska modellerna är den altrustska modellen och utbytesmodellen. Dessa modeller förutsätter en ojämnfördelnng av tllgångarna (kvarlåtenskapen). Detta antagande står konflkt med de emprska forsknngsresultat som uppkommt nom ämnet. Denna konflkt benämns ofta som the equal dvson puzzle, se exempelvs Ohlsson (2007). Detta problem har gett upphov tll forsknng som har utmynnat olka modeller som förklarar förhållandet mellan föräldrar och barn och främst föräldrarnas agerande för att förklara lkafördelnng av arv. Tomes (1981) vsar att den altrustska modellen kommer att varera (med nversen) med barnets egen förmögenhet. Samt att fördelnng av arv främst är tll för att kompensera för om barnen haft otur eller gjort dålga nvesterngar. 8

9 Wlhelm (1996) kommer fram tll ett resultat som vsar på belägg för en lkafördelnng av arv tll den avldnes barn. Utbytesmodellen, se Bernhem et al. (1985), predkterar att arv och legat 4 är postvt korrelerat med barnens agerande mot föräldrarna. Exempelvs vuxna utflyttade barn som besöker, rnger eller tar hand om sna föräldrar. Ju mer uppmärksamhet eller värdefulla tjänster barnet utför åt föräldern, desto större del av arvet får hon. Ovan nämnda modeller studerar föräldrars agerande mot sna barn. Barnens handlande, nom syskonskaran, utelämnas således från dessa modeller. Modellerna fnner att arv är nverst korrelerade med permanent nkomst och att gåvor är nverst korrelerade med barnets nuvarande ekonomska stuaton. Vss forsknng tar även upp barnens beteende och syskonens nteraktoner med varandra. Fath et al. (2008) vsar en modell där de drver tesen att det är svårt att fördela gåvor utfrån ett förutbestämt mönster. En anlednng tll detta kan vara att många av de transfererngar föräldrar gör tll sna barn är stuatonsspecfka. Exempelvs som ett lån utan ränta, föräldrarna hjälper tll med fnanserng av första lägenheten, ekonomskt stöd tll en företagsdé, en resa eller studer utomlands. Eftersom dessa gåvor är oförutsägbara och kan pågå under en längre tdsperod, kan det vara svårt för föräldrar att hålla reda på varje barns gåvofördelnng. Fath et al. (2008) vsar med sn modell att föräldrar vll stävja syskonrvaltet genom att tllämpa lkafördelnng av sn kvarlåtenskap. Om föräldrarna skulle sgnalera en ojämlk fördelnng av arvet ger det nctament för det barn som vet att hon kommer att få en mndre del än sna syskon att tllämpa rent-seekng. Vlket leder tll att det dskrmnerade barnet kommer att försöka att få gåvor av föräldern när denne är vd lv. Allt annat lka, ju mer som gåvor föräldern skänker nnan hon avlder, desto mndre kvarlåtenskap fnns att fördela, Fath et al. (2008) 4 Ärvdabalken 11:10 defnerar legat som en särskld testamente gven förmån, såsom vss sak eller vsst pennngbelopp eller nyttjanderätt tll egendom eller rätt att därav njuta ränta eller avkomst. 9

10 Trots den relatvt stora emprska forsknngen ämnet har det dock gjorts begränsade efterforsknngar på svensk data. Tdgare undersöknngar på svensk data Ohlsson (2007) och Jonsson (2005) som undersöker Svenska boupptecknngar och studerar om och vlken utsträcknng lkafördelnng av kvarlåtenskap förekommer. Ohlssons (2007) emprska resultat tyder på att föräldrar använder gåvor som kompensaton tll de barn syskonskaran som har mndre tllgångar. Vdare även att arv stor utsträcknng fördelas jämnt mellan syskon. Gåvor är prvat nformaton medan arvsfördelnng är offentlg nformaton. Föräldrar bryr sg om hur deras rykte, post mortem, kommer att bevaras efter att de avldt beroende på hur de fördelar stt arv. Gvet dessa antaganden, blr det optmala valet för altrustska föräldrar att de kompenserar sna barn med gåvor och att arv fördelas jämnt. Ohlsson (1999), Lundholm och Ohlsson (2000). Ohlsson och Hochguertel (2008) fnner att gåvor, transfererngar från föräldrar tll sna barn, nte är tllfällg ekonomsk hjälp. Även att gåvor ges kompensatorskt det vll säga, relatvt mndre bemedlade barn syskonskaran får större transfererngar form av gåvor. Sammanfattnngsvs vsar de emprska studerna av transfererngar mellan generatoner att gåvor tenderar att utdelas kompenserande syfte. På så vs tenderar barn med relatvt mndre nkomster att få större gåvor än sna relatvt mer förmögna syskon. Den vanlgaste fördelnngen av arv och legat är att de fördelas lka mellan syskon, Ohlsson och Hochguertel (2008) De emprska resultaten för förmögenhetsfördelnng är blandade men det fnns mycket som talar för att lkafördelnng av arv är det vanlgast förekommande. 2. Teor Nedan presenteras tre modeller för hur förälder kan välja att fördela sn kvarlåtenskap. Grunden det teoretska ramverk som byggs upp nedan är hämtat från Becker (1974) och Latner och Juster (1996). Modellen har även nfluerats av Ohlsson (2005). Det görs en dstnkton mellan en gåva som görs 10

11 när båda parter är vd lv och en gåva som görs när gvaren har avldt, denna typ kallas legat. Huvudteorerna av behållnng för denna uppsats är den altrustska modellen, den egostska modellen och utbytesmodellen. 2.1 Den altrustska modellen I famljesammanhang defneras altrusm som föräldrars osjälvska välvlja mot konsumtonsmöjlgheterna för sna barn. Ju starkare altrustska känslor föräldern hyser för sna barn desto mer vll hon jämna ut konsumtonsmöjlgheterna mellan dem. Om ett barn har större ekonomska tllgångar än sna syskon mnskar förälderns gåvor tll denne och fördelar dessa på de syskon som har mndre nkomster. Becker (1974) och Barro (1974). Forsknng tyder på att storleken på gåvor tll barn kan varera medan legat och eller arv fördelas jämnt mellan bröstarvngar, Lundholm och Ohlsson (2000). Denna välvlja kan ses grunden som osjälvsk. Föräldrar uttrycker denna välvlja på flera sätt, bland annat genom gåvor. Föräldrarna känner sg nöjda med att kunna försörja sn avkomma och förlängnngen känner de sg nöjda med sg själva, Latner och Juster (1996). En altrustsk förälder med flera barn bryr sg nte bara om sn egen konsumton över sn lvstd utan även om sna barns konsumtonsmöjlgheter. Ur detta perspektv resonerar Becker (1974), Barro (1974) vdare att föräldern kommer att försöka jämna ut sna vuxna barns framtda konsumtonsmöjlgheter. Ett nödvändgt antagande för att den altrustska teorn skall hålla är att föräldrar tllämpar en olk fördelnng av arv och gåvor tll sna barn. Intalt den altrustska modellen lever en förälder och har två barn varav ett fattgt (f )och ett rkt (r ). Föräldern bryr sg lka mycket om sna barn, enlgt den altrustska modellen. Förälderns totala nkomst uttrycks som Y F och barnens B nkomster som Y där =f, r. Både förälderns och barnens nkomster är gvna nnan föräldern avlder. Förälderns totala arv, A= af + ar, fördelas mellan barnen. Föräldern bryr sg om sn egen konsumton, tllgångar Y B a. Vlket ger följande vllkor; F C samt det : te barnets totala 11

12 F B B max U ( C ) ( V ( Y a ) V ( Y a )) (2) F C, af, ar f f r r där, och a 0 F F Y C af ar Där U () och V () är konkava och tlltagande och har dervatan U (0) V (0), Latner och Juster (1996). Dervatan av V () mäter den nytta som föräldern erhåller från barnets konsumton och där storleken på uttrycker styrkan på förälderns altrustska känslor. Ekvaton (2) vsar nnebörden av ett altrustskt beteende. Det vll säga förälderns nytta av egen konsumton, C F, samt nyttan av arvet, a, betngat på barnets nkomst. Ekvaton (3) vsar a som det : te barnets del av det totala arvet, A. F B B a V ( Y, Y, Y, ), =f, r (3) f r Första ordnngens vllkor för nyttomaxmerngsproblemet ekvaton (2) ger: a a Y Y (4) B B f r r f B Där, Y, mäts förälderns margnalnytta av barnens nkomst vlket medför att ekvaton (4) håller. Alternatvkostnaden för att öka det fattga barnets arvsandel, af, är ekvvalent med mnsknngen av det rka barnets arvsandel, ar. föräldern kommer att jämna ut barnens konsumtonsmöjlgheter så att af ar. Denna teoretska lösnng 5 motsäger en stor del de emprska forsknngsresultat som vsar på lkafördelnng av arv, Lundholm och Ohlsson (2000). En förälder som följer den altrustska modellen kommer att tllämpa en olkfördelnng gvet att barnens nkomster skljer sg. Detta mplcerar således en ojämn fördelnng av arv och gåvor. Formellt sett kan detta vsas genom att studera de partella dervatorna för ekvaton (2) detta fall vsar att det barn som har en större nkomst får en mnskad storlek på arvet. Dock kommer barnets totala tllgångar att öka enlgt dervatorna: 5 Denna lösnng llustreras som punkten α fgur 1 appendx. 12

13 ar ar af af 0 1 F B F B Y Y Y Y f r (5) Om famljens nkomst ökar kommer barnens tllgångar också att öka. Eftersom en altrustsk förälder fördelar gåvor tll alla famljemedlemmar lgger det den ensklda famljemedlemmens ntresse att maxmera sn famljs nkomst, Becker (1974). a Y F a Y B 1 (6) Ekvaton (6) bldar ett fall där om förälderns tllgångar ökar (mnskar) och barnets tllgångar mnskar (ökar) kommer ett arv proporton tll mnsknngen att återställa den ntala altrustska resursfördelnngen. 2.2 Den egostska modellen Den egostska modellen utgår från att föräldern får en ökad nytta när hon ger gåvor och nte för den nytta som barnet får av gåvan. Det är således nyttan av själva gåvan tll barnen som är det centrala nctamentet som drver föräldern denna modell. Jämfört med den altrustska modellen är det ngen skllnad för effekten på förälderns nkomst. Modellernas mplkatoner skljer sg för barnens nkomster. Enlgt den egostska modellen har barnets nkomst nte någon betydelse för förälderns beteende vad gäller fördelnngen av arv, Ohlsson och Hochguertel (2008). Utan antagandet om att föräldern följer den altrustska modellen tas barnens B nyttofunkton, V ( Y a ), bort från maxmerngsvllkoret ekvaton (2). Detta medför att ekvaton (3) och (4) nte gäller då föräldern följer den egostska modellen. Detta resulterar att ekvaton (2) reduceras tll en ren lvscykelmodell där tllgångarna tenderar att mnska eftersom de endast behöver täcka F föräldrarnas konsumton, C, Latner och Juster (1996). a() F Y 0 och a() B Y 0 (7) 13

14 Ekvaton (7) vsar att om antagandet beträffande altrusm tas bort betyder nte att fördelnng av arv och legat försvnner. Gåvomönster enlgt den egostska modellen berörs nte av barnens nkomster, Ohlsson Hochguertel (2008). 2.3 Utbytesmodellen Utbytesmodellen tas upp olka utföranden bland annat av Bernhem et al. (1985) och Cox (1987). I denna modell tar nte föräldern hänsyn tll sna barns konsumtonsmöjlgheter eller nyttan av att ge gåvor. Modellen antar att föräldrar värderar uppmärksamhet (eg. hembesök, telefonsamtal) och tjänster (eg. städnng, handla) högre än materella gåvor. Föräldrarna vsar tacksamhet gentemot sna barns uppmärksamhet och tjänster genom gåvor. Dessa gåvor står proporton tll hur mycket uppmärksamhet barnen vsar och storleken på de tjänster som utförs. Prset för uppmärksamhet och tjänster beror på hur barnen värderar sn td. Detta mplcerar att föräldern kommer att vända sg tll det barnet med en relatvt lägre nkomst. Då det modellen antas att B alternatvkostnaden för barnens td ökar med respektve nkomst, Y, =f, r. Detta betyder att det är sannolkt att en gåva från förälder tll ett barn mnskar samma proporton som barnets nkomstöknng, Lght och McGarry (2003). Föräldern antas betala ett mplct prs för uppmärksamhet, U p som har en B tendens att öka barnets nkomst, Y. Föräldrarnas arv/gåvor tll varje barn, a, är proportonella mot den uppmärksamhet och de tjänster som barnen utför. Mängden tjänster som varje barn utför köper uttrycks som T C. Ohlsson Hochguertel (2008). a p C (8) U T där A= ar+ af Föräldern får följande maxmerngsproblem: F T T max U ( C ) V ( C ) V ( C ) (9) F T T C, C r, C f r r f f där Y F p U ( Y B ) C T p U ( Y B ) C T, för C T 0 r r r f f f 14

15 En högre nkomst hos föräldern, Y F, leder tll en högre egen konsumton samt flera och större arv/gåvor tll respektve barn. Ekvaton (10) nedan vsar hur förälderns konsumton kommer att varera med förändrngar nkomsten hos det : te barnet: C Y F B 0 (10) I modellen värderar de båda barnen prset på tjänster och uppmärksamhet olka. Detta uttrycks som låg respektve hög prselastctet för barn. En låg prselastctet betyder att det nte fnns några drekta substtut för specfka tjänster från ett specfkt barn. Däremot kommer en hög prselastctet betyda att beloppet mnskar med barnets nkomst. Ett postvt eller negatvt tecken på de partella dervatorna nedan beror på prselastcteten för hur stor efterfrågan är för barnens uppmärksamhet och tjänster. Gvet att elastcteten är låg och att för att utgfterna ökar med prset får v följande uttryck för det : te barnet: T ( pc r r ) B Y 0 och T ( pc f f ) 0 B Y (11) Det förekommer även transaktonskostnader form av kompensaton för exempelvs, resor eller restd för barnen. Detta medför att barn som bor relatvt nära sna föräldrar behöver relatvt lägre kompensaton. Om föräldrarnas hälsa försämras kan detta leda tll en högre efterfrågan på uppmärksamhet och tjänster och eller högre kompensatonskostnader, Ohlsson Hochguertel (2008). 15

16 3. Empr 3.1 Databeskrvnng Datamateralet som lgger tll grund för denna uppsats omfattar uppgfter som är nhämtade från skatteverkets databaser. För att få fram ett relevant urval har jag gått genom över 4000 boupptecknngar regstrerade Stockholm år Datamateralet, som är nytt och unkt stt slag, är nhämtat utfrån följande krterer: Den avldne skall efterlämna testamente. Det krävs att dödsboet har en postv kvarlåtenskap. Den avldne skall efterlämna mnst två barn som efterarvngar. När arvlåtaren avlder skall denne vara änka, änklng, ogft eller skld. Främst har nformaton om den avldne och dennes barn undersökts såsom, arvsstorlek, famljestuaton, ålder, kön, och bostadsort. Urvalet som undersökts är boupptecknngar regstrerade Stockholm för personer avldna under år 2004 och Detta resulterade 293 observatoner för år 2004 respektve 409 för år 2005, se tabell 1 appendx för fullständg varabelförtecknng. 3.2 Data för år 2004 Datamateralet för år 2004 nnefattar 239 observatoner över boupptecknngar och vsar hur föräldrar fördelade sn kvarlåtenskap nnan slopandet av arvsskatten. Indvderna urvalet är genomsntt äldre och har en större nettoförmögenhet relatvt den svenska populatonen. Datamateralet beskrvs utförlgt Ohlsson (2007) och Jonsson (2005). Relevanta data från detta materal kommer att belysas vd jämförelse med materalet för år Data för år 2005 Jag har nhämtat ett datamateral med boupptecknngar. Datamateralet omfattar personer stockholmsstad som avldt från och med första januar 2005 och således nte omfattas av den nu slopade arvs- och gåvolagen. Materalet är nynsamlat och unkt stt slag. Nedan presenteras de båda stckproven deskrptvt. Det är relevant att belysa hur urvalet år 2005 skljer sg jämfört 16

17 med övrga populatonen. Jämfört med övrga landet hade Stockholms nnevånare störst nettoförmögenhet ( år Crka 14 procent av den svenska befolknngen hade en nettoförmögenhet på mnst en mljon kronor år 2005 ( Förmögenheten för urvalet år 2005 hamnar således 8-9:e declen 6 en jämförelse över Svenska befolknngens genomsnttlga nettoförmögenhet. Urvalets medelförmögenhet per person, jämfört med Sverge och Stockholm vsas tabellen nedan. Tabell 2. Jämförelse, medelvärde för nettoförmögenhet per person, tkr Sverge 494* 470** Stockholm 691* 741** Urvalet Källa: Ohlsson 2005*, SCB** Resultatet tabell 2 vsar att urvalet har betydlgt högre genomsnttlg förmögenhet än snttet på rks- och stadsnvå. Utfrån resultaten och urvalets krterer kan personerna urvalet antas ha större ekonomska tllgångar än den övrga svenska populatonen. En av anlednngarna är att urvalet har en lägre skuldnvå än genomsnttet, Ohlsson (2007). Tabell 3. Fördelnng över kön och ålder för urvalet år Ålder Kön Antal Mn Medel Max Std. av Kvnna ,1 Man ,2 Båda ,6 Könsfördelnngen urvalet vsar på nästan dubbelt så många kvnnor som män samt en något högre snttålder för kvnnorna. I tabellen nedan undersöks medellvslängden närmare. Tabell 4. Jämförelse, medellvslängd. Man Kvnna Sverge * Stockholm* urvalet urvalet Se tabell 2 appendx. 17

18 Där * ndkerar medellvslängd åren Tabell 4 vsar en dfferens på 6 år för män och 4-5 år för kvnnor jämfört med snttet för rket och Stockholms län. De redovsade resultaten ovan ger en generell bld över hur representatvt datamateralet är för befolknngen. Tabell 5. Procentuell könsfördelnng år 2004 och Kön Kvnna Man Totalt Könsfördelnngen är det närmaste dentsk för datamateralen. Indvdernas cvlstånd undersöks närmare tabell 6. Tabell 6. Fördelnng över cvlstånd, år Cvlstånd Antal Procent Kumulatv procent Änka Änklng Skld Ogft Totalt Med avseende på könsfördelnngen, följer tabellen ovan samma mönster med drygt dubbelt så många änkor som änklngar. Det är trolgt att en andel av ndvderna urvalet kan vara eller har vart sambo. Detta har dock nte regstrerats skatteverkets databas. När materalets ndvder undersökts närmare blr det ntressant att se hur frekvensen över antal barn ser ut per ndvd urvalet. Detta utförs för att kunna avgöra huruvda antalet barn kan förklara hur föräldrar väljer att fördela sn kvarlåtenskap. Seth och Tjäder (2005) skrver att testamentets vktgaste funkton kommer att avse enskld egendom för barns och barnbarns arv. Det stämmer väl n på datamateralet för år 2005 där 55 procent 8 av urvalet hade denna avskt med stt testamente. 7 SCB, Demografska rapporter 2007:1, lvslängden Sverge , sd Se appendx, tabell 3. 18

19 Tabell 7. Fördelnng över antal barn per ndvd för 2005 urvalet. Antal barn Antal Procent Kumulatv procent ,6 96, ,7 99, ,3 99, , ,3 100 Totalt Två barn är absolut vanlgast, vlket också är fallet för urvalet år För att undersöka om kön och ålder har någon nverkan på föräldrars benägenhet för lkafördelnng, redovsas barnens kön- och åldersfördelnng tabell 8. Tabell 8. Kön och åldersfördelnng över barn, 2005 urvalet. Ålder Kön Antal Mn Medel Max Std. av Kvnna , ,1 Man ,2 77 9,3 Båda ,0 83 9,7 För urvalet är medelvärdet för den kvarlåtenskap som skall fördelas knappt 1,8 mljoner kronor, exklusve kaptal-, lv- och pensonsförsäkrngar. Tabell 9. Kvarlåtenskapen för 2005 urvalet. Kvarlåtenskap Mn 119 kr Medel tkr Max tkr Std. av tkr medan 765 tkr antal 409 Standardavvkelsen ger en tydlg ndkaton på en stor varaton arvsstorlek. Även om det mnsta värdet kan te sg relatvt ltet, fnns det en behållnng att ta med detta undersöknngen. Eftersom det är föräldrarnas ntenton med sn kvarlåtenskap och fördelnngen av arv som är av betydelse. 19

20 3.4 Resultat För att kunna studera vlka varabler som eventuellt påverkar föräldrars lkafördelnng av arv jämförs först datamateralen deskrptvt för att klargöra eventuella skllnader och lkheter. Sedan genomförs två modellestmatoner, den första är en modell som utfrån urvalet 2005 försöker förklara lkafördelnng. Den andra modellen syftar tll att jämföra urvalen. En dentsk modell estmeras relatvt båda urvalen för att försöka brnga klarhet om det råder en samstämmghet, modellerna emellan. Det vll säga, om koeffcenterna uppvsar samma tecken. Då skulle detta kunna tolkas som att ndvderna urvalen har lknande värderngar. Resultat och tolknng av modellerna redovsas för respektve modell. Jämförelsen mellan data för år 2004 och 2005 syftar tll att vsa på eventuella olkheter för hur ndvder handlar när deras handlngar beskattas Deskrptva resultat Storleken på kvarlåtenskapen som skall fördelas är vtalt för undersöknngen. Tabell 10 vsar en jämförelse över hur kvarlåtenskapen är fördelad nom urvalen. Tabell 10. Kvarlåtenskap t kronor för år 2004 och År Medelvärde P10 P50 P90 Gn koeffcent 2004* , ,68 *Källa Ohlsson 2007 En jämförelse vsar att arvsstorleken för urvalet 2005 är relatvt större. Detta behöver nte betyda att ndvder urvalet 2005 generellt är mer förmögna än de som avled år För 2004 urvalet är det trolgt att ndvder transfererade sna tllgångar, helt eller delvs, tll sna anhörga nnan de avled. På grund av 20

21 den då rådande skattelagstftnngen. Gn koeffcenten 9 vsar att arvsstorleken är ojämnt fördelad nom urvalet, för båda åren. Tabell 11. Fördelnng av kvarlåtenskapen, år Kön Lka Olk Lka, procent Kvnna ,5 Man ,9 Båda ,5 För urvalet år 2005 är det tydlgt att föräldrar väljer att fördela sn kvarlåtenskap jämnt mellan sna barn. Vlket också är fallet för 2004 urvalet, där den totala andelen för lkafördelnng uppgår tll 92,5 procent. Andelen som väljer lkafördelnng är även för 2004 urvalet något högre bland kvnnor (93,8) än för andelen män (89,6). Den högre totalprocenten för lkafördelnng år 2004 kan tänkas bero på att även om en förälder haft för avskt att följa den altrustska modellen och ge olka stora arvsandelar tll sna barn. Kan denne ha avstått från detta på grund av eventuell skatteproblematk. Syskonskarans sammansättnng kan också tänkas påverka fördelnngen av kvarlåtenskapen. Tabell 12. Andel lkafördelnng med avseende på syskonskara, per år Kvnna 92,2 85,4 Man 90,2 79 Blandat 93,2 92,8 För båda urvalen är andelen som delar kvarlåtenskapen lka störst för en blandad syskonskara följt av kvnnor och sedan män. Resultatet ovan går emot ett antagande om att en könshomogen syskonskara skulle vara mer lka och på så vs mnska eventuella orättvsor. Detta ger en antydan tll att det kan vara andra faktorer än barnens kön som lgger bakom ett rättvst beteende. Hur än fördelnngen än ser ut mellan arvtagarna, verkar det som att merparten av kvarlåtenskapen stannar nom famljen. Detta fnner även Ohlsson (2007). Andelen ndvder som har testamenterat arv tll välgörenhet utgör en relatvt lten del av båda urvalen. 9 Gn koeffcenten används för att mäta förmögenhetsfördelnng. Gn statstkan är defnerad mellan noll och ett. Ett värde närmare ett detta fall vsar på en ojämn fördelnng av kvarlåtetenskapen nom urvalet. Ett värde nära noll vsar på en jämn fördelnng. 21

22 Tabell 13. Arv tll välgörenhetsorgansatoner. Välgörenhet Andel av urval 3,00% 4,20% Total summa, tkr Det skall dock tlläggas att 2005 var ett rekord år vad gäller gåvor tll välgörenhetsorgansatoner. Svenska befolknngen skänkte crka 5,3 mljarder kronor ( Anlednngen tllskrvs flodvågskatastrofen som nträffade december För att kunna se eventuella samband mellan varablerna som nkluderas regressonerna för urvalet för år 2005, redovsas nedan en korrelatonstabell. Tabell14. Korrelatonstabell för urvalet år Lkaförd Arv Man Antbarn 2barn 3barn Barnman Döttrar Barn kv. Ålder Skld Lkaförd 1 Arv -0,01 1 Man Ant. barn -0,07 0-0, barn 0,05-0,03 0-0,82 1 3barn 0,02 0,06 0,05 0,38-0,81 1 Barn man -0,04-0,02-0,01 0,16-0,18 0,14 1 Döttrar 0,01-0,04 0,02 0,51-0,38 0,1-0,51 1 Barn kv. 0,08-0,07 0,04 0,12-0,1 0,04-0,2 0,62 1 Ålder 0,07 0,06-0,15 0,05-0,04 0,01 0,05 0,01 0,04 1 Skld -0,04-0,01 0,12 0,03-0,03-0,02 0 0,04 0,03-0,42 1 Änka 0,02 0-0,81 0,03-0,01-0,01-0,01 0,01-0,01 0,29-0,51 Änklng 0,04 0,01 0,81-0,06 0,03 0,02 0,02-0,05-0,02 0,09-0,27 Det är vktgt att poängtera att korrelatonen vsar det lnjära sambandet mellan två varabler och sambandet, postvt eller negatvt, mellan dessa. Det går således nte att säga om a (b) orsakar b (a). Det är skllnad mellan samvaraton och orsakssamband. Korrelatonskoeffcenten mellan Lkafördelnng och övrga varabler är relatvt lten. Detta kan möjlgtvs bero på urvalsstorleken. Det fnns ett negatvt samband mellan Lkafördelnng och Arv, Antal barn, en syskonskara med enbart män (Barn man) och om arvlåtaren är Skld. Övrga varabler uppvsar ett postvt samband med Lkafördelnng av arv. 22

23 3.4.2 Regressonsresultat Med hjälp av regressonsanalys undersöks datamateralet mer ngående för att kunna studera huruvda föräldrar tllämpar lkafördelnng av sn kvarlåtenskap. Datamateralet skattas med en probtmodell som, utfrån varablernas medelvärden, skattar förändrngen sannolkhet för den beroende varabeln lkafördelnng. I regressonstabellerna redovsas resultaten av probtmodellens skattnng av lkafördelnng. Olka varabler undersöks för att kunna utröna om de har någon nverkan på lkafördelnng. För datamateralet 2005 har en modell estmerats för att kunna utreda vlka varabler som påverkar lkafördelnng av arv. Tabell 15. Probtmodell för 2005 urvalet. Beroende varabel: Lkafördelnng* 2005 Koeffcent Std.fel z-värde Koeffcent Std.fel z-värde Arv -5,0E-9 (1,9E-8) -0,26 Barn man* -0,08 (0,31) -0,25 Ålder 0,09 (0,09) 0,99 Barn kvnna* 0,35 (0,31) 1,14 Ålder2-5,2E-4 (5,5E-4) -0,95 Antal barn 0,57 (0,48) 1,19 Skld* 1,08 (0,89) 1,21 2 barn* 1,94 (1,10) 1,77 Änklng* 1,26 (0,94) 1,35 3 barn* 1,36 (0,66) 2,05 Änka* 1,00 (0,94) 1,07 Antal Döttrar 0,03 (0,19) 0,13 Man* -0,19 (0,35) -0,55 Konstant -6,99 (4,04) -1,73 Totalt antal observatoner: 384 Pseudo R 2 =0,0479 Log-lkelhood = -163,2 Standardfel nom parentes * Indkerar dummyvarabel, antar vär det 0 eller 1. Varabeln Ogft uppvsar perfekt kollneartet och har därför tagts bort från modellen. Varabeln 3 barn är sgnfkant på fem procentsnvån, övrgt uppvsar endast ckesgnfkanta varabler. Se log-lkelhood statstkan 10 för smultant test eller z-statstka för de ensklda varablerna. Andelen förklarad varaton modellen är 4,8 procent. Trots ckesgnfkanta resultat, som möjlgtvs kan bero på det begränsade urvalet, fnns det en behållnng att undersöka och tolka koeffcenternas nverkan på den beroende varabeln. Dels, 10 Testar hypotesen, Ho: βj =0, 23

24 för att kunna återknyta tll forsknng nom området. Dels för att ett större stckprov möjlgtvs skulle ge modellen valdtet. Probtmodellen är ckelnjär och estmaten kan nte tolkas drekt från regressonsutskrften. Utfrån en margnaleffekt- tabell 11 går det att tolka varablernas margnalnverkan på den beroende varabeln. De tolknngsbara resultaten återges tabell 16. Tabell16. Margnalnverkan på lkafördelnng, för respektve varabel. Beroende varabel: Lkafördelnng* 2005 Lkafördelnng df/dx Procent Lkafördelnng df/dx Procent Arv -1,18E-9-1,18E-7 Barn man* -0,018-1,8 Ålder 0,02 2,12 Barn kvnna* 0,09 9,43 Ålder2 0,00-0,01 Antal barn 0,14 13,5 Skld* 0,18 17,5 2 barn* 0,53 53,1 Änka* 0,25 25,2 3 barn* 0,24 24,4 Änklng* 0,22 22,1 Antal Döttrar 0,006 0,60 Man* -0,05-4,70 * Indkerar dummyvarabel, antar värdet 0 eller 1. df/dx vsar den margnella förändrngen för varablerna. Tabell 16 vsar de tolknngsbara resultaten för probtmodellens koeffcenter som anges procent. Margnalkronan Arv, om arvlåtaren är man samt margnalsonen (Barn man) är varabler som mnskar sannolkheten för lkafördelnng av arv. Margnal året ökar sannolkheten för lkafördelnng upptll det att arvlåtaren är crka 85 år. För arvlåtare som är över 85 år (Ålder 2 ) mnskar sannolkheten för att denne skulle fördela sn kvarlåtenskap jämnt. 12 Varablerna Antal barn och Döttrar ökar sannolkheten för rättvsfördelnng på margnalen. Dummyvarablerna 2 barn, 3 barn, Kvnnlgtbarn, Änka, Änklng samt Skld uppvsar alla en postv margnalnverkan på sannolkheten för lkafördelnng av arv. Gvet att en förälder har två barn, ökar sannolkheten för en rättvs fördelnng med 53 procent, allt annat lka. 11 Kommandot dprobt används stata. 12 max Lkafördelnng 84,7år ålder 24

25 Fnns det någon skllnad föräldrarnas arvsmönster, hur påverkar de varabler som undersöks lkafördelnng? För att närmare kunna klargöra skllnader och lkheter mellan urvalen år 2004 och 2005 estmeras en probtmodell utfrån samma varabler för respektve år. Resultaten redovsas och tolkas nedan. Tabell 17. Probtmodell, år 2004 relatvt år Beroende varabel: Lkafördelnng* Koeffcent Std.fel z-värde Koeffcent Std.fel z-värde Ålder -0,425 (0,479) -0,89 Ålder 0,078 (0,089) 0,88 Ålder 2 0,002 (0,003) 0,84 Ålder 2-4,7E-4 (0,001) -0,86 Skld* 0,312 (0,722) 0,43 Skld* 1,068 (0,879) 1,21 Änklng* 0,342 (0,704) 0,49 Änklng* 1,338 (0,928) 1,44 Änka* 0,878 (0,754) 1,16 Änka* 1,096 (0,928) 1,18 Barn man* 0,094 (0,329) 0,29 Barn man* -0,097 (0,217) -0,45 Barnkvnna* 0,215 (0,342) 0,63 Barnkvnna* 0,370 (0,216) 1,71 Antal barn -0,005 (0,221) -0,02 Antal barn -0,175 (0,096) -1,82 Man* 0,132 (0,546) 0,24 Man* -0,178 (0,348) -0,51 3 barn* -0,030 (0,327) -0,09 3 barn* 0,197 (0,185) 1,06 Arv -3,6E-8 (1,1E-7) -0,32 Arv -5,6E-9 (1,9E-8) -0,3 Konstant 20,0 (20,92) 0,96 Konstant -3,124 (3,351) -0,93 Totalt antal observatoner: 222 Totalt antal observatoner: 384 Pseudo R 2 =0,0634 Pseudo R 2 =0,0348 Log-lkelhood = -56,201 Log lkelhood = -165,432 Standardfel nom parentes * Indkerar dummyvarabel, antar värdet 0 eller 1. De förklarande varablerna probtmodellerna är cke-sgnfkant sklda från noll. De förklarar således nte en lkafördelnng av arv på 5 procents sgnfkansnvå. Varatonen modellen förklaras relatvt, bättre av 2004 än 2005, 6,3 respektve 3,5 procent. Under rådande specfkaton är dock nte 2004 regressonen tabell 17 samstämmg med Jonsson (2005). Huruvda varablerna har förväntade tecken och vlken margnalnverkan de påverkar lkafördelnng undersöks tabell 18. Detta för att eventuellt se en antydan hur ett resultat för ett större urval av svensk data skulle se ut. Om stckprovsstorleken skulle ha vart större urvalet, hade resultaten från regressonerna sannolkt medfört sgnfkanta varabler. 25

26 Tabell 18. Margnalnverkan på lkafördelnng för respektve varabel. Beroende varabel: Lkafördelnng* Lkafördelnng df/dx Procent Lkafördelnng df/dx Procent Ålder -0,050-4,99 Ålder 0,019 1,89 Ålder 2 2,7E-4 0,03 Ålder 2-1,1E-4-0,01 Skld* 0,031 3,14 Skld* 0,177 17,65 Änklng* 0,035 3,51 Änklng* 0,233 23,29 Änka* 0,115 11,53 Änka* 0,280 27,96 Barn man* 0,011 1,15 Barn man* -0,023-2,27 Barn kvnna* 0,028 2,83 Barn kvnna* 0,101 10,06 Antal barn -0,001-0,06 Antal barn -0,042-4,22 Man* 0,015 1,50 Man* -0,044-4,40 3 barn* -0,004-0,36 3 barn* 0,046 4,55 Arv -4,2E-9-4,2E-7 Arv -1,4E-9-1,4E-7 * Indkerar dummyvarabel, antar värdet 0 eller 1. df/dx vsar den margnella förändrngen för varablerna. De tolknngsbara resultaten för modellerna skljer sg något mellan stckproven. Generellt betngar varablerna för urvalet år 2005 en relatvt större procentuell margnell nverkan på lkafördelnng. Detta kan bero på skllnaden stckprovsstorlek 13 mellan urvalen. Varabeln Ålder vsar att margnal året mnskar (ökar) sannolkheten för lkafördelnng år 2004 (2005). Modellen vsar att margnal sonen (barn man) år 2004 har en postv nverkan på sannolkheten för den beroende varabeln. En motsatt effekt erhålls för år Båda modellerna uppvsar negatv nverkan på lkafördelnng när Antalet barn ökar på margnalen. Att arvlåtaren är Man har en postv (negatv) margnalnverkan på sannolkheten för den beroende varabeln, år 2004 (2005). Att en förälder hade 3 barn 2004 urvalet mnskar sannolkheten för en rättvs fördelnng mellan barnen. Däremot uppvsar samma varabel för 2005 urvalet en postv margnalnverkan. Samstämmga resultat för urvalen uppvsas för varabeln Arv. Den negatva koeffcenten vsar att för varje extra krona som arvet ökar, resulterar en negatv margnalnverkan på sannolkheten för lkafördelnng mellan arvngarna. Att tecknet är negatvt för koeffcenten följer för urvalet år 2004 och 409 för urvalet år

27 förväntnngarna och har stöd tdgare forsknng se Ohlsson (2007). Dock skall det framhållas att modellens varabler nte är sgnfkanta. Eftersom detta är en plotstude med ett begränsat antal observatoner kan det vara värt att undersöka om varablerna är sgnfkant sklda från noll på procents nvå. Sgnfkanta varabler nom detta ntervall redovsas appendx, tabell Analys och dskusson Resultatet denna undersöknng vsar att majorteten av föräldrarna väljer att fördela sn kvarlåtenskap rättvst mellan sna arvngar, för både år 2004 och Anlednngen tll detta resultat kan bero på en homogen famljesammansättnng urvalen samt lknande nkomster och tllgångar hos barnen. Den altrustska teorn förutsätter att föräldrar vll jämna ut konsumtonsmöjlgheterna mellan sna barn genom att fördela arvet olka. Eftersom ndvderna datamateralet är relatvt homogena kan kopplngen tll den altrustska teorn nte helt uteslutas. Även om det kan fnnas andra faktorer som påverkar, exempelvs föräldrarnas rykte, post mortem, kan medföra att de väljer ett rättvst beteende se Lundholm och Ohlsson (2000) och Stark (1998). Ju äldre barnen blr desto mer nformaton får föräldrarna om deras ekonomska tllgångar. Föräldrarna kan välja att fördela kvarlåtenskapen tll förmån för de yngre barnen som kanske nte har den ekonomska trygghet som sna äldre syskon, Ohlsson (2007). Alternatvt, att föräldrar tll flera barn med större ålderssprdnng kommer håg sna yngre barn mer. Eller att de uppvsar ett kompensatorskt beteende och väljer att premera de(n) som tog hand om dem på ålderns höst. Datamateralet denna uppsats har skattats med en probtmodell för att kunna utröna hur olka varabler nverkar på sannolkheten för föräldrars lkafördelnng av sn kvarlåtenskap. De sammanfattade resultaten för regressonsanalysen är att sannolkheten för lkafördelnng mnskar med storleken på kvarlåtenskapen, för båda urvalen. Detta resultat fnner stöd 27

28 forsknngen se Judge och Hrdy (1992), Ohlsson (2007). I ljuset av detta resultat kan det förväntas att ett bo med en relatvt mndre kvarlåtenskap sannolkt kommer att fördelas lka. Det vsar sg att arvlåtarens ålder, på margnalen, har en postv nverkan på lkafördelnng för urvalet Ett motsatt resultat uppvsas för urvalet Det senare resultatet skulle kunna tolkas som att sannolkheten för att en lkafördelnng mnskar om förälderns hälsa är dålg, vlket kan bero på hög ålder Lght, McGarry (2003). För urvalet 2005 uppvsar resultaten att sannolkheten mnskar för en rättvs fördelnng om arvlåtaren är man. Däremot, för år 2004 har varabeln en postv nverkan. Enlgt mn modellspecfkaton uppvsar arvlåtarens cvlstånd endast en postv nverkan på sannolkheten för lkafördelnng. För urvalet 2004 skljer sg detta resultat från Ohlsson (2007), som fnner att en ndvd som var skld uppvsade en större sannolkhet tll en olk fördelnng av kvarlåtenskapen. I båda stckproven är det vanlgast att arvlåtaren efterlämnat två barn. Resultatet för 2005 urvalet tabell 16 vsar att två barn ökar sannolkheten för lkafördelnng med 53 procent. Antalet barn famljen, tabell 16, uppvsar en postv margnalnverkan på lkafördelnng. Däremot den andra modellspecfkatonen, tabell 18, har antalet barn en negatv nverkan på margnalen för båda urvalen. Det kan handla om rvaltet mellan syskonen se Fath et al. (2008). En annan anlednng kan vara att famljer med en, för urvalet, relatvt större förmögenhet har färre barn Hurd och Smth (2002). En större syskonskara kan nnebära en större ålderssprdnng mellan syskonen. Ohlsson (2007) fnner vssa fall att sannolkheten för lkafördelnng mnskar när ålderssprdnngen mellan syskonen ökar. Koeffcenternas tecken fnner stöd detta resonemang. Resultatet för urvalet 2005 vsar att varabeln tre barn har en postv nverkan för båda modellspecfkatonerna. Varabeln tre barn är sgnfkant tabell 16. För urvalet år 2004 har tre barn en negatv nverkan. Det bör noteras att stckprovsstorleken skljer sg mellan urvalen. Denna skllnad kan medföra att resultaten varerar. 28

29 För att närmare kunna redogöra för huruvda ndvderna datamateralet handlar enlgt de teorer som har presenterats krävs ytterlgare data. Exempelvs, för att kunna studera huruvda föräldrar handlar enlgt utbytesmodellen krävs data över barnens nkomster. Sambandet mellan urvalen och den slopade arvs- och gåvoskatten kan ha medfört att antalet arvsavståenden tll nedåtstgande generatoner har mnskat, samtdgt som medelvärdet för kvarlåtenskapen är större för urvalet år Det större medelvärdet kan tolkas som att föräldrar nte ger förskott på arv, för att undvka skatt, samma utsträcknng som för urvalet år Andelen föräldrar som tllämpar en olk fördelnng år 2004 är något lägre jämfört med år 2005, 8 respektve 11 procent. Förändrngen kan bero på att kostnader för att värdera tllgångar syfte att bestämma arvsskatt försvnner på grund av den slopade skatten, Seth och Tjäder (2005). Alltså behöver ndvder nte betala för att fördela sn kvarlåtenskap olka. 4.1 Förslag tll vdare forsknng En ntressant fråga att studera är om ndvders humankaptal är exogent eller endogent gvna. En stor kvarlåtenskap hos en förälder kan bero på ett framgångsrkt yrkeslv, stort affärssnne etcetera. En fråga som kan vara värd att studera detta sammanhang är om det även fnns famlje- effekter. Ärver man bara materella tng eller fnns det en korrelaton mellan föräldrars efterlämnade arv och deras avkommas framgång? Detta skulle kunna testas med en fxeffektmodell där famlje- effekten hålls konstant. Det vll säga, barnets humankaptal är exogent gvet och påverkas således nte av föräldrarnas egenskaper, Ohlsson Hochguertel (2008). En annan fråga är hur kompensatonsmönstren ser ut för ndvderna urvalet. För att kunna svara på detta behövs nkomstdata för föräldra- och barngeneratonerna. Även att närmare studera om det fnns en geografsk effekt för hur ndvderna väljer att fördela stt arv samt om åldersprdnng nom syskonskaran påverkar lkafördelnng någon rktnng för urvalet år

30 5. Slutsats Syftet med denna uppsats är att studera hur föräldrar fördelar sn kvarlåtenskap mellan sna barn och om resultaten skljer sg åt efter slopandet av arvs- och gåvoskatten. Det undersöks även om datamateralet kan applceras på de teoretska modeller som beskrvs uppsatsen. Datamateralet som används nnehåller boupptecknngar för ndvder, avldna år Vdare jämförs dessa data med föräldrars fördelnngsmönster från år 2004, nnan slopandet av arvs- och gåvoskatten. För att den altrustska teorn skall hålla krävs det att det förkommer ojämn fördelnng av gåvor från föräldrar tll barn. Att förstå vad som bestämmer hur föräldrar fördelar sna tllgångar tll sn avkomma är vtalt för ekonomn helhet. Exempelvs är dessa mönster ntressanta för framtda konsumton och sparande, även för framtda skatte- och fnanspoltk. En ökad kunskap ämnet är också nödvändgt för att förutsäga kostnader. Sverge befnner sg ett läge då en stor generaton, 40-talsterna, successvt kommer att gå penson. Denna generaton anses vara relatvt förmögen, denna undersöknng kan vara av värde för att kunna predktera hur denna förmögenhet skall komma att fördelas. Resultaten har betydelse, nte bara prvatekonomskt utan även ur ett offentlgt ekonomskt perspektv, Ohlsson och Hochguertel (2008). Jämförelsen mellan urvalen 2004 och 2005 vsar på lkheter vad gäller famljesammansättnng, kvarlåtenskap och ålder. En jämförelse mellan urvalen och den svenska populatonen, vsar att ndvderna urvalen genomsntt är äldre och har är en större nettoförmögenhet. Med avseende på vlka varabler som påverkar lkafördelnng av arv mellan urvalen fnner regressonsresultaten få lkheter. Andelen som delar sn kvarlåtenskap olka urvalen år 2004 och 2005 är 8 respektve 11 procent. Studer utförda på amerkansk data vsar lkvärdga resultat, 7-25 procent, Ohlsson (2007). Dock uppvsar regressonsresultaten denna uppsats knappt några sgnfkanta värden. Ett större stckprov hade möjlgtvs genererat fler sgnfkanta varabler. 30

31 Referenser Barro, R. J (1974), Are government bonds net wealth?, Journal of Poltcal Economy, Vol 82 nr 6 sd Becker, G. S (1974), A theory of socal nteractons, Journal of Poltcal Economy, Vol 82 nr 6 sd Bernhem, B. D, Shlefer, A, och Summers, L. H (1985), The strategc bequest motve Journal of Poltcal Economy, 93(6) sd Budgetpropostonen (2005), Prop. 2004/05:1, Utgftsområde 9: Hälsovård, sjukvård och socal omsorg, sd. 52. Cox, D (1987). Motves for prvate ncome transfers Journal of Poltcal Economy, 95(3): Fath, R. L, Goff, B. L, Tollson, R. D (2008), Bequests, sblng rvalry, and rent seekng Sprnger Scence Busness Meda, LLC. 2008, Publc Choce (2008) 136: sd Hurd, M. D och Smth, J. P (2002), Expected bequests and ther dstrbuton, Workng Paper 9142, Natonal Bureau of economc research, Cambrdge. Jonsson, J (2005), Föräldrars fördelnng av kvarlåtenskap -förelgger rättvsa eller kompensaton? Magster uppsats, Uppsala Unverstet, vt Judge, D. S och Hrdy, S. B (1992), Allocaton of accumulated resources among close kn: Inhertance n Sacramento, Calforna, Ethology and Socobology, 13(5-6): sd Latner, J och Juster, F. T (1996), New evdence of altrusm: A study of TIAA- CREF retrees, Amercan Economc Revew Vol 86 nr 4 sd Lght, A och McGarry K (2003), Why parents play favourtes: explanatons for unequal bequest, Natonal Bureau of Economc Research, NBER Workng Paper Lundholm M och Ohlsson H (2000), Post mortem reputaton, compensatory gfts and equal bequests, Economcs Letters 68 (2000), sd,

32 Nordblom, K och Ohlsson, H (2005), Tax Avodance and Intra-Famly Transfers, Department of Economcs, Uppsala Unversty, Workng Paper 2005: 6. Ohlsson, H (2007)*, The legacy of the Swedsh gft and nhertance tax, , Department of Economcs, Uppsala Unversty, Workng Paper 2007:23. Ohlsson, H (2007), The equal dvson puzzle- emprcal evdence on ntergeneratonal transfers n Sweden, Department of Economcs, Uppsala Unversty, Workng Paper 2007: 10. Ohlsson, H och Hochguertel, S (2000), Compensatory nter vvos gfts, Journal of Appled Econometrcs, forthcomng Stark, O (1998), Equal bequests and parental altrusm: compatblty or orthogonalty, Unversty of Oslo, Economcs Letters nr 60 sd Seth, S och Tjäder, C (2005), Slopad arvs- och gåvoskatt: om nya möjlgheter och ändrad planerng, Raster förlag, Stockholm. Tomes, Ngel (1981), The Famly, Inhertance and the Intergeneratonal Transmsson of Inequalty, Journal of Poltcal Economy, Vol 89 nr 5 sd Pndyck, R och Rubnfeld, D (1998), Econometrc models and econometrc forecasts, Fourth edton, Mcgraw-Hll, Unted States of Amerca. Proposton (2004/05:25), Om slopad arvs- och gåvoskatt. Proposton (2003/04:15), Slopad beskattnng av arv tll make och sambo. Wlhelm, M, O (1996), Bequest behavor and the effect of hers earnngs: Testng the altrustc model of bequests Amercan Economc Revew, 86-4: sd Elektronska källor: Förmögenhetsstatstk för ndvder Sverge år , ekod=he&huvudtabell=tllgoversktreg&omradetext=hush%e5llens%20ekonom&tab elltext=f%f6rm%f6genhetsstatstk+f%f6r+personer+efter+regon%2c+k%f6n%2c+t llg%e5ngar%2fskulder%2e+%c5r&preskat=o&prodd=he0104&starttd=2004&stoppt d=2007&fromwhere=m&lang=1&langdb=1, Besökt: Kommuner med störst respektve mnst andel mljonärer (nettoförmögenhet), asp, Besökt: Frvllgorgansatonernas Insamlngsråd, Besökt:

33 Appendx Fgur 1. Den altrustska modellen. a f Yr ar Yf af 45 o a f α Yf af ar a r Källa: Lundholm och Ohlsson (2000), egen framställan. Den 45 o lnjen har lutnngen 1 som vsar lkafördelnng av arv/gåvor. Den streckade lnjen, också med lutnngen 1, vsar på lka konsumtonsmöjlgheter för barnen. Tabell 1. Varabelförtecknng Varabel Beskrvnng Lkafördelnng* 1 om arvet har fördelats lka mellan arvngar. Arv/ Kvarlåtenskap Storleken på arvet, anges SEK. Man* 1 om arvlåtaren är man. Ålder Arvlåtarens ålder. Ålder 2 Arvlåtarens kvadrerade ålder. Skld* 1 om arvlåtaren är skld. Ogft* 1 om arvlåtaren är ogft. Änka * 1 om arvlåtaren är änka. Änklng* 1 om arvlåtaren är änklng. Antal barn Anger antalet barn per famlj. n barn* där n=2,, 8 1 om antalet barn per famlj är n. Barn man* 1 om barnen syskonskaran är man. Barn kvnna* 1 om barnen syskonskaran är kvnna. Söner Anger antal söner per famlj. Döttrar Anger antal döttrar per famlj. *Indkerar dummyvarabel, antar värde 0 eller 1. a r 33