Effekten av ISK

6.2.1. Effekten av ISK efter år 2012.

Tabell 3. Effekten av införandet av ISK på värdet av noterade aktier och fondandelar i modell (1–6) i miljoner euro med listwise deletion.

Efter år 2012 Noterade aktier och fondandelar placerade

utanför ISK

Efter år 2015

(1) (2) (3) (4) (5) (6)

Variabler varde ln(varde) varde_

icke_ISK ln(varde_

Robusta standardfel i parantes klustrade på landnivå

*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1

Man kan se i kolumn (1) i tabell 3 att effekten av införandet av ISK inte är signifikant på 10 procent signifikansnivå för förändringen i absoluta termer. Effekten är signifikant på 5 procent signifikansnivå för förändringen i relativa termer som man kan se i kolumn (2) i tabell 3.

Skillnader i signifikans mellan resultat i absoluta termer jämfört med relativa termer tyder på att varde_icke_ISK och effekten av införandet av ISK inte har en linjär relation men kan ha en relation som liknar en exponentiell funktion. Jag anser att effekter från log-linjär regression är mer pålitliga då de överensstämmer bättre med hur andra studier skattar effekter av skattepolitik på sparande (Bernheim, 2002). Enligt estimatet medför införandet av ISK en 15 procent ökning av värdet på noterade aktier och fondandelar. Detta resultat överensstämmer med teorin i 3.1.

Införandet av ISK innebär att avkastning på kapital efter skatt ökar (se kapitel 3.2.) vilket enligt Livscykelmodellen (givet samma riktning av inkomst- och substitutionseffekter) bör leda till ökat sparande med ökat värdet på tillgångar. Detta resultat går dock emot flera av tidigare empiriska studier. Enligt Bernheim (2002) så är ränteelasticiteten för sparande nära noll. Alltså högre avkastning på kapital bör inte leda till någon signifikant ökning i sparande. Andra studier

21 som Bernheim diskuterar finner att elasticiteten är positiv och nära 1. Om resultat från de där studier stämmer med verkligheten i Sverige så kan det förklara varför införandet av ISK tycks leda till ökat sparande. Det är möjligt att införandet av ISK har lett till tillräckligt stora ökningar av avkastning på kapital så att en betydlig ökning av sparande skedde vilket i sin tur medför en ökning av värdet på noterade aktier och fondandelar. Det finns dock flera anledningar till varför man bör vara försiktig med tolkningen av tabellen 3.

Det är mycket möjligt att variabler som förväntad inkomst och nuvarande konsumtion påverkar trender för länder inom kontrollgruppen. Dessa variabler, enligt modellen i teoridelen i 3.1, kan påverka nivå av sparande. Det är också möjligt att ökningen av värdet på noterade aktier och fondandelar representerar ökningen av värdet på gamla investeringar och inte nysparande.

Enligt mer komplexa modeller, variabler som inflation och nivå på arbetslöshet kan också påverka trender i sparande (Howrey & Hymans, 1978).

I min teoretiska modell görs flera förenklingar. Enligt den så lever individer bara i två perioder, lämnar inget arv, påverkas inte av beteende ekonomiska effekter och sparar enbart inom noterade aktier och fondandelar. Det är rimligt att alla dessa antaganden inte uppfylls för populationen som undersöks. Till exempel i USA påverkades sparande i IRA konton mer av reklam än ekonomiska incitament (Bernheim, 2002).

6.2.2. Effekten av ISK på noterade aktier och fondandelar placerade utanför ISK.

I sin sammanfattning beskriver Bernheim (2002) att vissa forskare försöker estimera effekten av kapitalvinstskatter på sparande genom att kolla på korrelation mellan sparande och skattetrycket. Jag begränsade mig till att jämföra trender i värdet på noterade aktier och fondandelar placerade utanför ISK i Sverige och i kontrollgruppen. I kolumn (3) och (4) i tabell 3 visas att införandet av ISK har lett till en minskning av värdet på noterade aktier och fondandelar placerade utanför ISK både i absoluta och relativa termer. Värdet i absoluta termer minskar med 27696 miljoner euro och detta resultat är signifikant på 10 procent signifikansnivå.

Värdet i relativa termer har minskat med 17 procent och detta resultat är signifikant på 5 procent signifikansnivå. Skillnader i signifikans mellan resultat i absoluta termer jämfört med relativa termer tyder att relationen mellan varde_icke_ISK och effekten av införandet av ISK inte har en linjär relation men kan ha en relation som liknar en exponentiell funktion. Jag anser att effekter från log-linjär regression är mer pålitliga då de överensstämmer bättre med hur andra studier skattar effekter av skattepolitik på sparande (Bernheim, 2002).

22 Resultatet tyder på att införandet av ISK är associerad med en minskning av värdet på noterade aktier och fondandelar utanför ISK vilket är ett förväntat resultat. Enligt Riksrevision (2018) korrelerar minskningen av värdet på fondandelar i konventionella sparformer i Sverige med ökningen av värdet på fondandelar placerade i ISK mellan år 2014 och år 2017. Det är alltså rimligt att anta att införandet av ISK även är korrelerad med en minskning av värdet på noterade aktier. Det här resultatet går emot tidigare studier vilka finner att sparande i en ny sparform är positivt korrelerad med sparande utanför den. Den här slutsatsen bör betraktas som preliminär.

Modell (3) och (4) har fortfarande bias på grund av problem som är beskrivna i 6.2.1.

6.2.3. Effekten av ISK efter år 2015.

Som nämns i 6.1 så är det rimligt att anta att effekten av införandet av ISK på värdet på noterade aktier och fondandelar ökar med tiden. Därför skattar jag en annan modell för att analysera om effekten av ISK är mer synlig efter år 2015. År 2015 är vald som brytpunkt då det härefter som kapitalunderlaget överstiger 25 procent av värdet på noterade aktier och fondandelar (se figur 5).

Man kan se i kolumn (5) och (6) i tabell 3 att effekten på värdet på noterade aktier och fondandelar ej är signifikant på 10 procent signifikansnivån både i absoluta termer och relativa termer. Det betyder alltså att min analys inte kan finna statistiskt signifikanta skillnader i trender i värdet på noterade aktier och fondandelar mellan Sverige och länder i kontrollgruppen efter år 2015. Det här resultatet går emot min hypotes att effekten av ISK på noterade aktier tar tid att utvecklas. Detta kan bero på att Riksdagen höjde schablonräntan år 2016 och år 2018 vilket motverkade ISKs effekter på avkastning på kapital. En annan möjlig anledning är att effekten av marknadsföringen av ISK har planat ut med tiden. Slutsatsen måste betraktas som preliminär då modell (5) och (6) har samma problem med bias som är beskrivna i 6.2.1.

23

6.3. Känslighetsanalys. Multiple imputation.

Tabell 4. Effekten av införandet av ISK på värdet på noterade aktier och fondandelar i modell (1–6) i miljoner euro med multiple imputation.

Efter år 2012 Noterade aktier och fondandelar placerade

utanför ISK

Efter år 2015

(1) (2) (3) (4) (5) (6)

Variabler varde ln(varde) varde_

icke_ISK

Robusta standardfel i parantes klustrade på landnivå

*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1

I tabell 4 presenteras estimering av modell (1–6) med hjälp av multiple imputation. Man kan se att bara effekten i reala termer från år 2012 och effekten på tillgångar placerade utanför ISK i relativa termer är statistiskt signifikanta på 10 procent signifikansnivå. Värden på koefficient skiljer sig mellan modeller som hanterade saknade data med listwise deletion och med multiple imputation markant. Till exempel så leder införandet av ISK till 15 procent ökning av värdet på noterade aktier och fondandelar från och med år 2012 enligt modell med listwise deletion (se tabell 3) och till 0,89 procent ökning enligt modell med multiple imputation (se tabell 4).

Införandet av ISK ledde till en ökning av värdet på noterade aktier och fondandelar från år 2015 med 4,45 procent enligt listwise deletion modell och till en minskning med 1,63 procent enligt multiple imputation modell. Alltså när man ändrar sättet att hantera saknade data så ändras även tecken på effekten av ISK på noterade aktier och fondandelar från år 2015 i relativa termer. Allt detta tyder på att det finns problem med bias i modell (1–6).

24 Det finns anledningar att tro att det finns problem med skattning av modeller med hjälp av multiple imputation också. Som nämns i 5.4 så finns det möjlighet att saknade data är MNAR.

Därför testar jag skattning av modeller med hjälp av multiple imputation genom att jämföra parametrar i genererade data med ursprungliga data.

I tabell 5 jämförs parametrar för variabeln värde från ursprungliga data med imputation nummer 1 och 20 från modell (1) och (2), (3) och (4) samt (5) och (6) enligt riktlinjer från Stata manual (2013). Man kan se att medelvärde, standardavvikelse och maximumvärde för variabeln värde inte är så olika mellan ursprungliga data och genererade data. Det finns dock en stor skillnad i minimivärden. Minimivärden är negativa i genererade data. Det är omöjligt att värdet på noterade aktier och fondandelar är negativ så det här tyder på ett stort problem med skattning av modell (1–6) med multiple imputation. Därför är det svårt att tolka resultaten presenterade i tabell 4 som pålitliga.

Variabler Observationer Medelvärde Standard avvikelse

Variabler Observationer Medelvärde Standard avvikelse

Variabler Observationer Medelvärde Standard avvikelse

25