Ex-dagseffekten i Sverige år 1961-2017

Ex-dagseffekten i Sverige år

1961-2017

Kandidatuppsats 15 hp

Företagsekonomiska institutionen

Uppsala universitet

HT 2018

Datum för inlämning: 2019-01-18

Jonna Stävegård

Louise Engström

Handledare: Daniel Brännström

Sammanfattning

När ett företag ger utdelning till sina aktieägare bör priset på en aktie sjunka med ett värde motsvarande utdelningsbeloppet, givet att marknaden är effektiv. Tidigare studier har visat att så inte är fallet i realiteten, en effekt som kallas ex-dagseffekten. Denna uppsats undersöker ex- dagseffektens förekomst i Sverige över tid. En eventstudie har genomförts för att se om det finns en avvikande avkastning på ex-dagen. Resultatet visar att det finns en avvikande avkastning på ex-dagen under åren 1961-2017. Utifrån denna undersökning kan vi med statistisk säkerhet säga att det har funnits en ex-dagseffekt. Tidigare studier argumenterar att det kan bero på skillnader i beskattning av kapitalvinst och utdelning alternativt en ökad handelsvolym. Däremot gav inte studien några signifikanta resultat om ex-dagseffekten beror på skatteeffekter eller aktieomsättning.

Nyckelord: Ex-dag, Ex-dagseffekten, prisfallskvot, aktieomsättning, aktiemarknad

Innehållsförteckning

1. Inledning ... 1

1.2. Syfte ... 2

2. Litteraturöversikt ... 2

2.1. Den effektiva marknaden ... 2

2.2. Skatt ... 3

2.2.1. Skatt i Sverige 1960-2017 ... 3

2.2.2. Skattehypotesen ... 4

2.2.3. Tidigare studier om skattehypotesen ... 6

2.3. Aktieomsättning ... 6

2.3.1. Aktiehandel i Sverige ... 6

2.3.2. Tidigare studier om aktieomsättning kring ex-dagen ... 7

3. Metod och data ... 8

3.1. Val av metod ... 8

3.2. Insamling av data ... 9

3.3. Avgränsning och bortfall ... 9

3.4. Företagsstorlek ... 10

3.5. Deskriptiv statistik ... 10

3.6. Avvikande avkastning ... 12

3.7. Hypotesprövning ... 12

3.7.1. Hypotes 1. Prisfallskvoten ... 13

3.7.2. Hypotes 2. Aktieomsättning ... 13

4. Resultat och analys ... 13

4.1. Prisfallskvot ... 13

4.1.1. Analys av prisfallskvot ... 14

4.2. Företagsstorlek ... 15

4.2.1. Analys av företagsstorlek ... 16

4.3. Aktieomsättning ... 17

4.3.1. Analys av aktieomsättning ... 18

4.4. Avvikande avkastning ... 18

4.4.1. Analys av avvikande avkastning ... 20

5. Slutsats ... 21

5.1. Förslag till framtida forskning ... 22

6. Diskussion om metod ... 22

Referenser ... 24

Bilaga 1. Aktieomsättning Volvo och SCA ... 27

Bilaga 2. Antalet ex-dagar ... 28

1

1. Inledning

Aktiemarknaden fungerar som en resursfördelning, där företag kan söka kapital hos aktieägare samtidigt som aktieägaren förväntar sig avkastning på investerat kapital. Företag med överskott av likvida medel kan hantera dem på olika sätt beroende på vilken utbetalningspolitik som används (Brealey, Myers och Allen, 2014). De kan välja mellan att göra en utdelning till aktieägarna eller balansera vinstmedel genom aktieåterköp. Beslut om utdelningar sker på bolagsstämman (Aktiebolagslagen, SFS 2005:551). Därefter utbetalas utdelning till aktieägare som finns registrerade på avstämningsdagen, vilken vanligtvis infaller två dagar efter bolagsstämman. Dagen efter bolagsstämman handlas aktier för första gången exklusive rätt till utdelning och benämns som ex-dagen. På ex-dagen bör priset på en aktie sjunka med ett värde motsvarande utdelningsbeloppet, givet att marknaden är effektiv. I realiteten sjunken däremot inte priset med värdet på utdelningen (Miller och Modigliani, 1961), en effekt som kallas ”ex- dagseffekten”.

Ex-dagseffekten har studerats sedan Miller och Modiglianis (1961) teorier om prisfallets förhållande till utdelningen i början på 60-talet. Elton och Gruber (1970) teoretiserar att ex- dagseffekten beror på att utdelning och kapitalvinst beskattas på olika sätt hos aktieägaren.

Teorin får stöd av Bell och Jenkinson (2002) som konsistent med denna finner en förändring i ex-dagseffekten i samband med en skattereform i Storbritannien. Elton och Grubers (1970) teori om hur skatteskillnaderna ger upphov till en ex-dagseffekt är dock inte utan kritik. Frank och Jagannathan (1998) testar om skatteskillnader är det som skapar en ex-dagseffekt på Hongkong-börsen där de trots avsaknad av kapital- och utdelningsskatt finner en ex-dagseffekt.

Detta motsäger Elton och Grubers (1970) teori eftersom det fanns en avsaknad av skatteskillnader. Ex-dagseffekten har även studerats på den svenska aktiemarknaden. De Ridder och Sörensson (1995) undersöker effektens förekomst i samband med skattereformen som infördes år 1991. Skattereformen innebar att utdelning beskattas på samma sätt som kapitalvinst och ex-dagseffekten bör ha upphört. Trots det finner de en oförändrad ex-dagseffekt.

Daunfeldt (2007) undersöker likt De Ridder och Sörensson (1995) den svenska skattereformen och ger en alternativ förklaring till skatteteorin. Förklaringen grundar sig i att kortsiktiga investerare orsakar ex-dagseffekten genom att strategiskt köpa och sälja aktier kring ex-dagen för att utnyttja skatteskillnader och få avkastning. Henry och Koski (2017) finner att det existerar en ökad avvikande avkastning kring ex-dagen, däremot upphör den när den justeras

2 för transaktionskostnader. Trots det visar de att professionella investerare med hjälp av handelsstrategier kan få avkastning vid handel kring ex-dagen.

Gemensamt för de tidigare studierna är att de kan påvisa en ex-dagseffekt och därmed en enligt Miller och Modigliani (1961) ineffektiv marknad. Trots det är de inte överens om den beror på skatteskillnader eller andra faktorer. Studierna är utförda på olika aktiemarknader med en varierande undersökningsperiod och täcker tillsammans perioden 1966 till 2008. Vidare har handelsvolymen i Sverige i förhållande till antalet utestående aktier kring ex-dagen ökat sedan 1960-talet, exempelvis har den relativa aktieomsättningen för företagen Volvo och SCA ökat med 13 respektive 24 gånger under perioden (se bilaga 1). Det blir därför av intresse att undersöka ex-dagseffekten under en längre tidsperiod för att se om marknadens effektivitet har förändrats på en specifik aktiemarknad, samt för att se hur prisfallets förhållande till utdelning har förändrats.

1.2. Syfte

Syftet med denna studie är att undersöka om den svenska aktiemarknaden mellan åren 1961- 2017 är att betraktas som effektiv i samband med aktieutdelningar. Genom att studera ex- dagseffekten är det möjligt att analysera marknadens effektivitet då ekonomisk teori säger att aktiepriset på ex-dagen ska falla med motsvarande storlek på utdelningen. För att undersöka effekten har studien för avsikt att klarlägga om prisutvecklingen på ex-dagen kan förklaras av skatteeffekter samt aktieomsättningen. Det leder till följande huvudfrågor i studien:

1. Finns det en ex-dagseffekt på den svenska aktiemarknaden mellan åren 1961–2017 och har den förändrats över tid?

2. Vid förekomst av en ex-dagseffekt, kan den förklaras av skatteeffekter och/eller aktieomsättning?

2. Litteraturöversikt

2.1. Den effektiva marknaden

På en perfekt kapitalmarknad finns det enligt Miller och Modiglianis (1961) teori inga transaktionskostnader vid köp av värdepapper och inte några skattekostnader vid utdelning eller kapitalvinst. I samband med utdelningspolitik är investerare rationella och likgiltiga mellan valet av utdelning eller ett ökat marknadsvärde på aktieinnehavet, så länge deras välstånd ökar.

På en perfekt kapitalmarknad kan ingen enskild investerare ensam påverka aktiepriset utan

3 samtliga investerare har samma förutsättningar gällande information om aktien (Miller och Modigliani, 1961). Således råder ingen informationsasymmetri och priset på en tillgång reflekteras av all tillgänglig information (Fama, 1970).

Fama (1970) presenterar tre nivåer av den effektiva marknadshypotesen och dessa är svag, halvstark och stark. De tre olika nivåerna förklarar vilken finansiell information som behövs för att generera överavkastning, det vill säga avkastningen utöver den förväntade avkastningen.

På en svagt effektiv marknad kan inte framtida priser prediceras med hjälp av historisk information. Det betyder att teknisk analys inte kan användas för att generera överavkastning.

På en halvstark effektiv marknad har priser på marknaden redan reflekterats av offentlig information om företag. Fundamental analys fungerar således inte för att generera överavkastning på en halvstark marknad. Slutligen, på en stark effektiv marknad reflekteras all tillgänglig information redan i marknadspriser och insiderinformation kan heller inte användas för att generera överavkastning (Fama, 1970).

Den effektiva marknadshypotesen är omdiskuterad och Malkiel (2003) visar att aktiemarknaden är mer effektiv och mindre förutsägbar jämfört med vad Fama (1970) antytt.

Malkiel (2003) konstaterar att marknaden inte kan vara perfekt effektiv eftersom det inte skulle motivera yrkesverksamma att avslöja information som sedan reflekteras av priserna på marknaden. Vidare resonerar Malkiel (2003) att om det förekommer förutsägbara mönster kommer de i en rationell marknad utnyttjas och därför upphöra kort efter de uppenbaras.

2.2. Skatt

2.2.1. Skatt i Sverige 1960-2017

Likt flertal andra länder beskattades utdelning och kapitalvinst separat i Sverige (Daunfeldt, 2007). Fram till år 1966 fanns det tidsgränser vid beskattning av aktievinst. Tidsgränserna innebar att aktievinst var skattefri vid avyttring om de förvärvats mer än fem år tidigare. År 1976 infördes en ny tidsgräns på två år. Aktievinst för aktier innehavda mindre än två år beskattades fullt, för aktier som var innehavda två år eller längre var 40 procent av vinsten skattepliktig (Dir 1979:27). På 90-talet infördes något som senare skulle kallas för

“århundradets skattereform”. En av ändringarna i det svenska skattesystemet innebar att kapitalvinst och utdelning började beskattas med samma skattesats, vilket råder än idag.

4 2.2.2. Skattehypotesen

På en effektiv marknad bör aktiepriset gå ned med motsvarande storlek som utdelningen (Miller och Modigliani, 1961), det finns då ingen möjlighet att generera överavkastning. Däremot kan

Tabell 1. Skattesatser i Sverige 1961-2017

År Skatt på utdelning (%) Kapitalskatt (%) 1961

1961

15 15

15¹ 0² 1965

1965

17,25 17,25

17,25¹ 0²

1970 21 21

1975 25,3 25,23

1980 1980

29,09 29,09

29,09³ 11,96⁴ 1985

1985

30,38 30,38

30,38³ 12,15⁴ 1990

1990

31,16 31,16

31,16³ 12,46⁴

1995 30 30

2000 30 30

2005 30 30

2010 30 30

2015 30⁵ 30⁵

2017 30⁵ 30⁵

1Aktievinst för aktier innehavda kortare än 5 år beskattas med inkomstskatten.

2Aktievinst för aktier innehavda längre än 5 år är skattefria.

3Aktievinst för aktier innehavda kortare än 2 år beskattas med inkomstskatten

4Aktievinst för aktier innehavda längre än 2 år beskattas 40 % av vinsten med inkomstskatten.

5Vid sparande i olika kontotyper, exempelvis isk-konto, kan skattesatsen variera. Däremot beskattas utdelning och kapitalvinst med samma skattesats inom samma kontotyp.

Källa: Statistiska Centralbyån (2018); DIR 1979:27; Nordnet (2018b)

5 skatteskillnader mellan kapitalvinst och utdelning föranleda prisavvikelse (Miller och Modigliani, 1961). Detta testar Elton och Gruber (1970) och finner stöd för detta i sin studie om ex-dagsbeteende och skattenivåer. De utformar en modell baserad på antagandet att rationella investerare alltid väljer det alternativ som är mest skattemässigt fördelaktigt när de väljer mellan utdelning eller kapitalvinst. Modellen kan beskrivas i förenklad form med följande element:

PB = Aktiekursen dagen innan ex-dagen PA = Aktiekursen på ex-dagen

P0 = Aktiekurs vid anskaffningstillfället tC = Skattesats för kapitalvinst

tD = Skattesats för utdelning D = Utdelningsbelopp

När en aktieägare säljer sin aktie dagen innan ex-dagen erhålls värdet av aktiekursen dagen innan ex-dagen subtraherat med skatten på kapitalvinsten ("_#− &_' "_#− "₍ ). Om aktieägaren väljer att sälja på ex-dagen erhåller denne istället utdelningen efter skatt adderat med aktiekursen på ex-dagen subtraherat med skatten på kapitalvinsten (* × 1 − &_- + "_/ −

&_' "_/− "₍ ). I de fall aktieägaren är likgiltig mellan alternativen gäller följande:

"_#− &_' "_#− "₍ = * × 1 − &_- + "_/− &_' "_/− "₍ (1) vilket arrangeras om till:

1₂3 1₄

- =⁵³⁶₅₃₆⁷

8 (2)

Det första ledet i modellen (^{9:3 9}_< ^;) motsvarar prisfallskvoten och det andra ledet (⁵³⁼₅₃₌^>

?) är skattesatsernas förhållande till varandra. Det betyder att om skatten på utdelning är högre än skatten på kapitalvinst kommer aktiepriset sjunka med mindre än utdelningen (prisfallskvoten

< 1). När utdelning beskattas lägre än kapitalvinst kommer aktiepriset istället sjunka med mer än utdelningen (prisfallskvoten > 1).

Elton och Gruber (1970) finner att aktiepriset sjunker med mindre än utdelningen. Resultatet ger stöd till deras modell eftersom utdelning beskattas högre än kapitalvinst för den aktiemarknad som studerats. En senare studie av Elton, Gruber och Blake (2005) ger ytterligare stöd till sambandet då de finner att aktiepriset sjunker med mer än utdelningen för skattefria pensionsfonder där utdelningen är skattefri och kapitalvinsten vid försäljning måste beskattas.

6 Detta anser de vara i linje med Miller och Modigliani (1961) teori om skatteskillnader och överavkastning.

2.2.3. Tidigare studier om skattehypotesen

Bell och Jenkinson (2002) testar Elton och Grubers (1970) teorier genom att undersöka hur ex- dagseffekten förändrades vid en skattereform i Storbritannien. Reformen innebar att skatten på utdelning ökade för de största aktieägarna och således bör prisfallskvoten sjunka. I sina resultat finner de att prisfallskvoten är signifikant lägre efter reformen och detta ger stöd till Elton och Grubers (1970) skattehypotes.

En studie baserad på Elton och Grubers (1970) skattehypotes utfördes i Sverige av De Ridder och Sörensson (1995) där prisfallskvoten undersöks före och efter införandet av skattereformen år 1991. De menar att det finns en unik möjlighet i detta eftersom de svenska skattereglerna har ändrats från att först beskatta utdelning och inkomst olika till att sedan beskatta båda med samma fasta skattesats. I sitt resultat finner de att det inte finns någon signifikant skillnad i prisfallskvoten före och efter reformen, vilket motsäger Elton och Grubers (1970) teorier om skatteeffekten. Detta bekräftas av Daunfeldt (2007) som likt De Ridder och Sörensson (1995) inte finner någon signifikant förändring i prisfallskvoten under den svenska skattereformen.

För att testa Elton och Grubers (1970) skatteteori samt för att se om en ex-dagseffekt förekommer formuleras följande hypotes:

Hypotes 1: Prisfallskvoten är skild från ett.

2.3. Aktieomsättning 2.3.1. Aktiehandel i Sverige

Tidigare studier har som tidigare presenterats antytt att en förklaring till ex-dagseffekten kan vara aktieomsättning. Eftersom att denna studie undersöker en eventuell ex-dagseffekt och dess påverkan under en längre tidsperiod är det av intresse att se hur aktiehandel i Sverige har sett ut genom åren. I början av 1990-talet förändrades nämligen strukturen för innehav av aktier.

Tidigare var aktier ett värdepapper i fysisk form (aktiebrev) och förvarades exempelvis i ett kassaskåp. När aktiebrevet skulle byta ägare transporterades detta från säljaren till köparen. De fysiska aktiebreven ersattes med digitala äganderätter och år 1990 hade svenska officiellt

7 börsnoterade bolag registrerat sina aktier hos Euroclear Sweden (tidigare Värdepapperscentralen). De tillhandahåller information i digitala aktieböcker om hur aktieinnehavet är fördelat och hanterar ägarbytet vid försäljning (Euroclear Sweden, 2018a, 2018b).

Vidare medförde digitaliseringen att aktiehandeln utvecklades. Fram till mitten av 90-talet kontaktade investerare banken för att köpa och sälja aktier via en aktiemäklare. Därefter möjliggjorde internet i viss utsträckning att investerare kunde genomföra sin aktiehandel digitalt (Scardovi, 2017 s.192). Vid digital aktiehandel matchas köpare och säljare direkt och behovet av en fysisk aktiemäklare minskar. Det leder till att aktieköpet genomförs snabbare och transaktionskostnaderna minskar (Sharma och Bingi, 2000). I Norden grundades de första nätmäklarna år 1996 och år 2010 lanserades den första nordiska mobilappen för aktiehandel (Nordnet, 2018a). Digitaliseringen har även gjort det möjligt för privatpersoner att finna och efterforska investeringsmöjligheter digitalt(Scardovi, 2017 s.89).

2.3.2. Tidigare studier om aktieomsättning kring ex-dagen

I Hong Kong beskattas varken utdelning eller kapitalvinst och det innebär att om prisfallskvoten på ex-dagen är skild från ett kan orsaken inte vara skatterelaterad. Med anledning till detta undersöker Frank och Jagannathan (1998) prisfallskvoten i Hong Kong under ex-dagen. Trots avsaknad av skatt kan de observera en ex-dagseffekt då prisfallskvoten i genomsnitt var mindre än ett. Förklaringen låg till grund för att de som har bestämt sig för att sälja aktier vill göra det på dagen innan ex-dagen medan de som vill köpa aktier däremot önskar göra det på ex-dagen.

Vidare argumenterar de att anledningen till en ineffektiv marknad kan bero på transaktionskostnader. Transaktionskostnader är kostnader som uppstår vid aktiehandel och kan medföra att handelsstrategier i samband med utdelning inte blir lönsamma. Detta bekräftas av Henry och Koski (2017) som likt Frank och Jagannathan (1998) finner att transaktionskostnader minskar möjligheten att göra vinst vid handel i samband med ex-dagen. Henry och Koski (2017) tillägger att professionella investerare trots detta kan göra vinst på kort sikt givet att de är skickliga. Det ger stöd till Daunfeldts (2007) teori att ex-dagseffekten möjligen beror på strategisk handel kring ex-dagen.

Lakonishok och Vermaelen (1986) undersöker aktiehandel genom att observera aktieomsättningen, det vill säga handelsvolymen av aktier kring ex-dagen. I resultatet observerades en signifikant ökning av handelsvolymen kring ex-dagen. Den största delen av

8 ökningen skedde ett par dagar efter ex-dagen. Enligt författarna kan detta bero på en dåvarande skatteregel som likt Sveriges tidigare tidsgränser innebar att vissa aktieägare tjänade på att inneha aktien ett bestämt antal dagar innan försäljning. Studiens resultat tyder på att aktiehandlare har en påverkan på aktiepriset kring ex-dagen, vilket även Henry och Koski (2017) finner i sin studie. Denna onormala handelsvolym leder till att prisfallskvoten blir skild från ett och därför bör det existera en asymmetri för aktieomsättning kring ex-dagen.

För att testa den onormala handelsvolymen ställs följande hypotes upp:

Hypotes 2: Aktieomsättningen före ex-dagen är inte lika med aktieomsättningen efter ex-dagen.

3. Metod och data

3.1. Val av metod

För att undersöka ex-dagseffekten under tidsperioden 1961 till 2017 på den svenska aktiemarknaden har en eventstudie likt De Ridder och Sörensson (1995) genomförts. En eventstudie är en kvantitativ metod som undersöker effekten av ett event och med det marknadens effektivitet. Vid genomförandet av en eventstudie behövs ett eventfönster som representerar den period som undersöks (MacKinlay, 1997). Eventfönstret i denna studie är dag 0, som motsvarar ex-dagen samt 2 dagar före och 2 dagar efter. Vidare har aktieomsättning undersökts. Aktieomsättning delas in i två perioder. Perioden före består av dag -3 till dag -1 och perioden efter består av ex-dagen till dag +3. För att testa detta har två statistiska test genomförts. Dels har ett parat t-test genomförts och dels ett icke-parametriskt test. Det parade t-testet undersöker medelvärdet för respektive grupp, i programmet excel beräknades ett t-värde av medelvärdet för att se om differenserna av medelvärdet i de två grupperna skiljer sig signifikant. Vid studerande av data framgick det att aktieomsättningen inte var normalfördelad.

Därför har ett icke-parametriskt test också genomförts, det kan ge en mer rättvis bild att komplettera med ett sådant test (Field, 2009). Det icke-parametriska testet heter Wilcoxon signed-rank test och vid genomförandet beräknas först differensen mellan perioderna.

Differenserna delas sedan in i en rangordning där det lägsta värdet får rangnummer 1, näst lägsta får rangnummer 2 och så vidare. Sedan beräknas summan av rangerna för att i nästa steg få reda på t-värdet (Field, 2009). För att få fram huruvida t-värdet är signifikant eller ej jämförs det mot värden i en statistisk tabell vid både det parade t-testet samt det icke-parametriska testet.

9 3.2. Insamling av data

Tidsperioden omfattar år 1961-2017 med ett tidsintervall om 5 år. Data för aktiepriser och daglig aktieomsättning har hämtats manuellt via digitala mikrofilmer från tidningen Dagens Nyheter och digitalt från databasen Virso. Vidare har datum för ex-dagar samt utdelningsbelopp hämtats via databasen Virso. Data har sedan sammanställts och innehåller information om företagsnamn, ex-datum, utdelningsbelopp samt aktiekurs och aktieomsättning för ex-dagen +/- 3 dagar. En konsekvens av den manuella datainsamlingen är att misstag kan ha gjorts med anledning av den mänskliga faktorn. Stickprov har genomförts för att säkerställa att effekten av denna är minimal.

Insamling av aktiekurser varierade mellan åren. Mellan år 1961 och 1980 fanns enbart öppningskursen att tillgå, år 1985 till 1995 fanns enbart stängningskursen och slutligen användes öppningskursen för år 2000 till 2017. Data för aktiepriser är insamlat både för köp- och säljkurs samtliga år. Därefter har en genomsnittlig kurs beräknats som används vid studiens samtliga beräkningar.

3.3. Avgränsning och bortfall

Avgränsningar vid val av aktier har gjorts. I de fall ett företag har både A- och B-aktier har B- aktier valts då de generellt har högre omsättning. Ytterligare en avgränsning har gjorts för de företag med både bundna- och fria aktier. Fria aktier fick handlas från utlandet medan bundna aktier fick endast handlas av svenska medborgare fram till år 1993 (Skatteverket, 2014).

Bundna aktier utgör en större del av antalet aktier (Dagens Nyheter, 1992) och har därför valts.

Vidare ingår period 1961-2017 vid beräkning av prisfallskvot och den avvikande avkastningen.

Vid beräkning av aktieomsättning ingår period 1961-2010, tidsaspekten begränsade möjligheten för insamling av aktieomsättning för år 2015 och 2017 i denna studie.

Studien omfattar varierande antal företag varje år. Eftersom varje år testas för sig kommer det varierande antalet företag inte störa resultatet. För att minska risken för missvisande resultat har likt De Ridder och Sörensson (1995) studie fem procent av de högsta respektive lägsta värden av prisfallskvoten exkluderats. Efter hänsyn har tagits till bortfall återstår totalt 1186 stycken ex-dagar under hela tidsperioden, se bilaga 2.

10 3.4. Företagsstorlek

För att ta hänsyn till den varierande storleken hos företag och skillnader i likviditet har de delats in i olika grupper baserat på börsvärde eller balansomslutning. Mellan år 1961-1990 var inte antalet utestående aktier tillgängligt, således var det inte möjligt att få fram börsvärde och balansomslutning valdes som mått istället. Data för balansomslutning har inhämtats via årsredovisningar från hemsidan Swedish House Of finance databas. Företag som saknades på hemsidan har istället hämtats via böckerna Nordstedts svenska aktiebolag och Sveriges största företag. Mellan år 1995-2017 var företagens börsvärde tillgängligt via Affärsvärlden och har därigenom inhämtats. De 50 procent av företagen med högst balansomslutning/börsvärde respektive år har delats in i gruppen Högsta. Resterande 50 procent har delats in i gruppen Lägsta.

3.5. Deskriptiv statistik

Tabell 2 visar deskriptiv statistik för utdelningsbelopp (D), aktiekurs på ex-dagen (PA), aktiekurs på dag -1 (PB) samt direktavkastning i procent (D/PB). N visar antalet undersökta ex- dagar under respektive år. Priser redovisas nominellt i svenska kronor.

Tabell 2. Deskriptiv statistik för år 1961-2017

År N D P_B P_A D/P_B

1961 42 Medel 7,58 238,07 233,57 3,59

(St. av.) (2,38) (126,68) (126,38) (1,13)

Median 8,00 196,75 189,50 3,54

1965 47 Medel 8,44 292,38 286,16 3,42

(St. av.) (2,74) (170,87) (171,06) (1,33)

Median 8,00 233.00 224,50 3,20

1970 63 Medel 8,39 189,60 181,81 4,96

(St. av.) (2,87) (104,87) (103,40) (1,57)

Median 8,00 162,50 153,50 4,86

1975 78 Medel 7,86 207,91 202,21 4,02

(St. av.) (2,85) (94,32) (94,31) (1,26)

Median 8,00 182,25 177,75 3,69

1980 73 Medel 7,86 238,88 233,04 5,29

(St. av.) (2,86) (652,30) (652,96) (2,14)

11 Tabell 2. Deskriptiv statistik för år 1961-2017

År N D P_B P_A D/P_B

Median 7,50 155,50 149,50 5,39

1985 83 Medel 5,56 232,73 228,13 2,58

(St. av.) (3,73) (219,48) (217,63) (0,91)

Median 4,50 205,50 198,00 2,56

1990 63 Medel 4,81 212,19 210,77 2,45

(St. av.) (3,42) (157,70) (159,64) (1,10)

Median 4,00 166,00 165,50 2,33

1995 51 Medel 4,71 155,20 151,97 3,41

(St. av.) (3,46) (123,88) (122,29) (1,89)

Median 3,60 116,00 112,25 2,91

2000 134 Medel 4,00 139,35 136,69 3,22

(St. av.) (3,07) (107,34) (106,38) (1,55)

Median 3,25 119,63 116,88 3,10

2005 123 Medel 4,81 137,86 133,74 3,44

(St. av.) (4,25) (88,79) (86,53) (1,93)

Median 3,00 118,75 116,00 3,20

2010 185 Medel 3,31 99,38 96,68 3,96

(St. av.) (3,20) (81,89) (80,12) (4,31)

Median 2,50 77,25 74,75 3,36

2015 161 Medel 3,37 158,48 154,96 2,72

(St. av.) (2,84) (184,67) (183,83) (1,99)

Median 2,65 118,70 115,95 2,40

2017 111 Medel 3,30 120,67 118,82 2,93

(St. av.) (2,46) (86,92) (85,74) (1,36)

Median 3,00 106,63 103,38 2,62

Den deskriptiva statistiken visar att medelvärdet av utdelningsbeloppet och aktiekurserna har minskat under åren. Vidare har medelvärdet av direktavkastningen ökat under år 1970 till år 1980, efter det har medelvärdet minskat till samma nivå som innan år 1970.

12 3.6. Avvikande avkastning

För att se om det finns avvikande avkastning kring ex-dagen och för att testa marknadens effektivitet har differensen mellan den observerade avkastningen och den förväntade avkastningen beräknats. Differensen benämns AR. Sedan har den kumulativa avvikande avkastningen, som är summan av AR och benämns CAR, beräknats. De observerade aktiekurserna på ex-dagen +/-2 dagar har dividerats var för sig med aktiekursen dagen innan, detta för att få fram den procentuella avkastningen för aktien (@_A). Sedan har liknande beräkning genomförts på marknadsavkastningen för att få fram den förväntade avkastningen (@_B). För år 1961-2005 inhämtades ett månadsbaserat generalindex från Affärsvärlden. En genomsnittlig förväntad daglig avkastning beräknades med hjälp av det månadsvisa indexet och sedan beräknades den förväntade procentuella avkastningen. För år 2005-2017 har daglig avkastning hämtats från Nasdaqs hemsida, därefter beräknas ett genomsnittligt månadsindex för att sedan kunna utföra samma beräkning som för åren innan. Därefter har den procentuella avkastningen för aktien subtraherats med den procentuella avkastningen för marknaden (@_A − @_B) för att få den avvikande avkastningen. Den avvikande avkastningen samt den kumulativa avvikande avkastningen har för varje dag sammanställts för att sedan utföra t-test och se om den eventuella avvikelsen är signifikant.

För att se om den avvikande avkastningen förändrats över tid har ovanstående beräkning även genomförts för varje år. Ett genomsnitt på den avvikande avkastningen för ex-dagen +/-2 dagar har beräknats för att sedan kunna jämföra den eventuella förändringen mellan åren.

3.7. Hypotesprövning

Ett hypotestest är en metod som används för att säkerställa huruvida ett resultat är statistiskt signifikant eller ej. Vid genomförandet av en hypotesprövning krävs det att urvalet är approximativt normalfördelat (Field, 2009), enligt centrala gränsvärdessatsen kan antalet observationer i denna undersökning (mellan 42 och 185 stycken per år) anses vara det och hypotestest har således använts. Det första steget i prövningen är att ställa upp en nollhypotes som säger att det inte finns någon skillnad mellan variablerna. Därefter ställs en alternativhypotes upp som säger att det finns en skillnad mellan de undersökta variablerna (Field, 2009). För att undersöka den statistiska signifikansen utläses testets p-värde. Testets p- värde förklarar i hur stor utsträckning nollhypotesen kan förkastas. I undersökningen används

13 en signifikansnivå på 5%, det betyder att om p-värdet är 0,05 eller lägre förkastas nollhypotesen. Följande hypoteser har testats:

3.7.1. Hypotes 1. Prisfallskvoten H0: ^{123 1}_- ⁴ = 1

H1: ^{123 1}_- ⁴ ≠ 1

Den första hypotesen testar om det råder en ex-dagseffekt. Hypotesen är en förenkling av Elton och Grubers (1970) skattehypotes (2). Om medelvärdet för prisfallskvoten är ett accepteras nollhypotesen och Elton och Grubers (1970) teori om skatt relaterat till ex-dagseffekten stöds av undersökningen. Skiljer sig prisfallskvoten signifikant från ett förkastas nollhypotesen och en ex-dagseffekt kan påvisas.

3.7.2. Hypotes 2. Aktieomsättning

H0: Aktieomsättning före ex-dagen = aktieomsättning efter ex-dagen H1: Aktieomsättning före ex-dagen ≠ aktieomsättning efter ex-dagen

Den andra hypotesen testar om det är någon skillnad i handelsvolym kring ex-dagen. Dagarna kring ex-dagen har delats in i två grupper. Den första gruppen inkluderar dag -3 till dag -1 och den andra gruppen inkluderar ex-dagen till dag +3. Aktieomsättning för varje observation summeras. Råder ingen skillnad mellan perioderna accepteras nollhypotesen. Skiljer sig aktieomsättningen i de två perioderna signifikant från varandra förkastas nollhypotesen och resultatet ger stöd för att handelsvolymen inte är densamma kring ex-dagen.

4. Resultat och analys

4.1. Prisfallskvot

Den första hypotesen testar om medelvärdet av prisfallskvoten är skild från ett. Resultatet från t-testet presenteras i tabell 3. Tabellen illustrerar antalet observationer (N), medelvärde för prisfallskvoten, standardavvikelsen för medelvärde samt t-värde för samtliga år. Med hjälp av t-värdet utläses det om prisfallskvoten är statistiskt signifikant skild från ett. Den sista raden anger respektive variabel för hela tidsperioden.

14 Tabell 3. Prisfallskvot för år 1961-2017

År N Medel St. av. Median T-värde 1961^a 42 0,59*** 0,42 0,63 9,18 1965^a 47 0,76*** 0,34 0,81 15,54

1970 63 0,97*** 0,51 1,00 15,14 1975 78 0,76*** 0,50 0,78 13,29 1980^a 73 0,75*** 0,38 0,76 16,60 1985^a 83 0,71*** 0,71 0,70 9,09

1990^a 63 0,18 1,22 0,33 1,14

1995 51 0,61*** 0,80 0,75 5,52

2000 134 0,64*** 1,46 0,61 5,10 2005 123 0,84*** 0,78 0,78 11,99 2010 185 0,78*** 0,82 0,80 12,93 2015 161 0,87*** 1,38 0,89 7,59 2017 111 0,47*** 0,75 0,60 6,21 1961-2017 1186 0,71*** 0,95 0,75 25,74

*** Signifikant på 0,1%-nivå

** Signifikant på 1%-nivå

* Signifikant på 5%-nivå

aUtdelning beskattas högre än kapitalvinst

Medelvärdet för prisfallskvoten är 0,71 för samtliga år. Det betyder att aktiepriset sjunker med 71 procent av utdelningsbeloppet på ex-dagen. Resultatet tyder på att prisfallskvoten är signifikant skilt från ett under hela undersökningsperioden förutom för år 1990.

4.1.1. Analys av prisfallskvot

På en effektiv marknad bör aktiepriset gå ned med motsvarande storlek som utdelningen enligt Miller och Modigliani (1961). Antagande förutsätter att det inte finns några transaktions- eller skattekostnader och prisfallskvoten bör vara ett på ex-dagen. Resultatet visar att prisfallskvoten i genomsnitt är lägre än ett på den svenska aktiemarknaden under tidsperioden 1961 till 2017.

Således kan nollhypotesen förkastas och vi kan på 0,1 % signifikansnivå säga att prisfallskvoten i genomsnitt är skild från ett. Nollhypotesen kan även förkastas samtliga enskilda år med undantag för år 1990. Den svenska aktiemarknaden kan enligt denna undersökning inte betraktas som effektiv. En möjlig förklaring är att det finns transaktions- och skattekostnader på den svenska marknaden. Det år som hade högst prisfallskvot var år 1970 med en prisfallskvot

15 på 0,97 procent. Eftersom utdelning och kapitalvinst beskattas lika stödjer det Miller och Modiglianis (1961) teori om en effektiv marknad.

Resultatet i denna studie visar att prisfallskvoten i genomsnitt är lägre än ett. Det betyder enligt Elton och Gruber (1970) att skatten på utdelning bör vara högre än skatten på kapitalvinst. I Sverige har utdelning och kapitalvinst beskattas med samma skattesats generellt under år 1961- 2017 (med undantag för år 1961, 1965, 1980, 1985, 1990 där det fanns särskilda tidsregler för aktieinnehav, se tabell 1). Det innebär enligt Elton och Gruber (1970) att prisfallskvoten de åren ska vara ett, vilket resultatet i denna studie inte visar. Vidare går det inte att urskilja att prisfallskvoten är lägre under åren utdelning generellt beskattades högre än kapitalvinst.

4.2. Företagsstorlek

Tabell 4 presenterar resultat för medelvärdet av prisfallskvoten efter att hänsyn tagits till företagsstorlek. Tabellen illustrerar antalet observationer (N), medelvärde och median för prisfallskvoten, standardavvikelsen för medelvärde samt t-värde för samtliga år. 50 procent av de företag med högst börsvärde/balansomslutning är indelat i gruppen Högsta medan resterande 50 procent är indelat i gruppen Lägsta.

16 Samtliga medelvärden för prisfallskvoten är signifikanta på 0,1-, 1- eller 5%-nivån förutom år 1990. Resultatet visar även att medelvärdet för prisfallskvoten är högst för företagen med högst balansomslutning/börsvärde i samtliga fall förutom för år 1995 och 2000. Det är även signifikant för hela tidsperioden 1961-2017 där de största företagen har en prisfallskvot som är ungefär 20 procent större än de företag med lägst balansomslutning/börsvärde.

4.2.1. Analys av företagsstorlek

Medelvärdet för prisfallskvoten är i båda grupperna signifikant skilt från ett i nästan samtliga fall. Resultatet tyder på att företagen med högst balansomslutning/börsvärde också har en högre prisfallskvot. Det betyder att effektiviteten är högre hos större företag i samband med utdelning.

Resultatet tyder på att Elton och Grubers (1970) teorier om ex-dagseffektens relation med skatt stämmer mer för företag med högre balansomslutning/börsvärde. Det kan förklaras av att de företag som är större också har en högre likviditet och handlas mer frekvent på aktiemarknaden.

Tabell 4. Prisfallskvoten efter indelning i företagsstorlek år 1961-2017

Lägsta Högsta

År N Medel St. av. Median T-värde N Medel St. av. Median T-värde 1961^a 21 0,53*** 0,36 0,60 6,64 21 0,65*** 0,46 0,67 6,46 1965^a 24 0,75*** 0,38 0,83 9,57 23 0,78*** 0,29 0,77 12,95

1970 32 0,81*** 0,38 0,83 11,94 31 1,14*** 0,57 1,07 11,08

1975 39 0,65*** 0,56 0,67 7,28 39 0,86*** 0,42 0,85 12,80

1980^a 36 0,63*** 0,35 0,70 10,95 37 0,86*** 0,39 0,85 13,41 1985^a 41 0,65*** 0,77 0,63 5,44 42 0,76*** 0,65 0,89 7,60

1990^a 32 0,06 1,17 1,11 0,31 31 0,29 1,29 0,76 1,26

1995 25 0,77*** 0,87 0,83 4,39 26 0,47** 0,70 0,53 3,42

2000 67 0,47* 1,81 0,50 2,13 67 0,82*** 0,97 0,79 6,86

2005 61 0,79*** 0,83 0,78 7,37 62 0,89*** 0,72 0,79 9,78

2010 93 0,72*** 0,78 0,70 8,89 92 0,84*** 0,86 0,88 9,39

2015 72 0,74*** 1,36 0,83 4,58 73 1,00*** 1,39 0,97 6,15

2017 49 0,38** 0,86 0,58 3,08 50 0,55*** 0,60 0,61 6,41

1961 - 2017 592 0,62*** 1,02 0,67 14,94 594 0,80*** 0,87 0,81 22,31

*** Signifikant på 0,1%-nivå

** Signifikant på 1%-nivå

* Signifikant på 5%-nivå

aUtdelning beskattas högre än kapitalvinst

17 I gruppen Lägsta är prisfallskvoten skild från ett de år utdelning och kapitalvinst beskattas lika (1970-75, 1995-2017, se tabell 1). I gruppen Högsta är prisfallskvoten skild från ett där utdelning och kapitalvinst beskattas lika med undantag för år 2015 och således ger resultatet inte stöd till Elton och Grubers (1970) teorier eftersom prisfallskvoten är skild från ett. Vidare bör prisfallskvoten enligt Elton och Grubers (1970) teori vara lägst åren utdelning beskattas högre än kapitalvinst. Det går att urskilja en sådan effekt för företagen med högst balansomslutnig/börsvärde, däremot inte för företagen med lägst balansomslutning/börsvärde.

4.3. Aktieomsättning

Den andra hypotesen testar om handelsvolymen skiljer sig åt kring ex-dagen. Resultatet från t- testet presenteras i tabell 5. Tabellen illustrerar antalet observationer (N), medelvärde och median för aktieomsättning, standardavvikelsen för aktieomsättning samt t-värde för samtliga år. Aktieomsättning är uppdelat i två perioder, Före representerar dag -3 till dag -1 medan Efter representerar dag 0 till dag +3.

Tabell 5. Aktieomsättning för år 1961-2010

Före Efter Skillnad

År N Medel Median N Medel Median P-värde t-test Wilcoxon

p-värde

1961 42 56 24 42 58 13 0,884 0,142

1965 47 156 43 47 112 38 0,067 0,063

1970 55 277 100 55 192 98 0,028 0,001

1975 67 617 248 67 485 150 0,044 0,005

1980 55 2704 550 55 3033 654 0,562 0,740

1985 83 16958 2466 83 28056 905 0,179 0,203

1990 63 13632 2100 63 15271 3531 0,587 0,965

1995 51 179557 58703 51 181956 40993 0,926 0,818

2000 134 185080 14218 134 129185 13896 0,001 0,000

2005 123 997973 49787 123 1037426 44284 0,802 0,001

2010 185 786889 46576 185 722822 38554 0,520 0,467

18 Resultatet visar att aktieomsättningen generellt är högre i perioden Efter, däremot är resultatet endast signifikant på 5% -nivån för år 1970, 1975 och 2000 vid studerande av p-värdet. Enligt det icke-parametiska testet (Wilcoxon) är resultatet signifikant för år 1970, 1975, 2000 och 2005. Vidare tyder resultatet på att aktieomsättningen har ökat över tidsperioden, med undantag för sista året.

4.3.1. Analys av aktieomsättning

Utifrån resultatet kan det inte konstateras att aktieomsättningen skiljer sig signifikant mellan perioderna. Således måste nollhypotesen accepteras. Däremot är medelvärdet av aktieomsättningen högre i perioden Efter för nästan alla år, samt statistiskt signifikant för några av dem. Det kan kopplas till Lakonishok och Vermaelen (1986) samt Henry och Koski (2017) studier som också finner en ökad handelsvolym efter ex-dagen. En möjlig förklaring skulle kunna vara att investerare använder en handelsstrategi genom att utnyttja utdelningstillfällen för att skapa överavkastning.

Vidare har aktieomsättningen ökat för varje tidsperiod i undersökningen (förutom sista året).

Det kan argumenteras för att digitaliseringen är en faktor till den ökade aktieomsättningen. I Norden grundades de första nätmäklarna år 1996 och efter det året kan vi också se en ökad aktieomsättning. Förklaringen kan tänkas grunda sig i att digitaliseringen gjorde det enklare för investerare att köpa och sälja aktier i samband med utdelning. Däremot finns det inga tydliga bevis på att Euroclears (tidigare värdepapperscentralen) övertag av aktier skulle ha en påverkan på omsättningen av aktier kring ex-dagen.

4.4. Avvikande avkastning

I tabell 6 presenteras resultatet för den avvikande avkastningen. Tabellen illustrerar genomsnittlig avvikande avkastning (AAR) och (t-värde) för varje år.

19 Resultatet tyder på att det finns en avvikande avkastning varje år i samband med ex-dagen, däremot är resultatet endast signifikant för år 1970, år 1985 samt år 2005 till 2015.

Tabell 7 illustrerar genomsnittlig avvikande avkastning (AAR) och den kumulativa avvikande avkastningen (CAR) för samtliga dagar i eventfönstret, ex-dagen +/-2.

Tabell 7. Genomsnittlig kumulativ avvikande avkastning för dag -2 till +2

Dag AAR CAR

-2 0,0066 0,0066

-1 0,0038** 0,0104

0 -0,0245*** -0,0141

+1 -0,0007 -0,0148

+2 0,0022 -0,0126

*** Signifikant på 0,1%-nivå

** Signifikant på 1%-nivå

*Signifikant på 5%-nivå

Resultatet visar att det finns en genomsnittlig avvikande avkastning för varje dag i eventfönstret. Signifikanta resultat kan utläsas för ex-dagen samt dag -1.

Tabell 6. Genomsnittlig avvikande avkastning för år 1961-2017

År AAR T-värde År AAR T-värde

1961 0,0092 0,2553 1995 -0,0379 -1,1375

1965 -0,0120 -1,5540 2000 0,0076 0,7530

1970 -0,0259*** -3,7099 2005 -0,0370*** -5,7758

1975 -0,0132 -1,1439 2010 -0,0426 -5,3810

1980 -0,0010*** -0,0557 2015 -0,0211*** -3,5249

1985 0,0045 0,3596 2017 -0,0051 0,8324

1990 0,0003 0,0341

*** Signifikant på 0,1%-nivå

** Signifikant på 1%-nivå

* Signifikant på 5%-nivå

20 4.4.1. Analys av avvikande avkastning

Resultatet från den genomsnittliga avvikande avkastningen visar ingen förändring över den undersökta tidsperioden och det indikerar att marknadens effektivitet inte förändrats över tid.

Det går inte att utläsa något mönster för tidsperioden utan den avvikande avkastningen är slumpartad. Den genomsnittliga avvikande avkastningen kring ex-dagen har mestadels varit negativ, med undantag för åren 1961, 1985, 1990 och år 2000. Innebörden av det är att det inte har funnits möjlighet till överavkastning. Det är däremot möjligt att skickliga professionella investerare likt Henry och Koski (2017) teoretiserar kan generera överavkastning trots negativ avvikande avkastning.

Den genomsnittliga avvikande avkastningen för ex-dagen +/- 2 resulterar i att den största avvikelsen sker likt De Ridder och Sörensson (1995) studie på ex-dagen. Den kumulativa avvikande avkastningen är positiv och ökar fram till ex-dagen. Det indikerar att marknaden har reagerat på ex-dagen, vilket stödjer Famas (1970) teorier om en halvstark effektiv marknad.

21

5. Slutsats

Syftet med denna studie var att undersöka om den svenska aktiemarknaden mellan åren 1961- 2017 kan betraktas som effektiv i samband med aktieutdelningar. Ex-dagseffekten har studerats för att möjliggöra en analys om marknadens effektivitet då teorin säger att aktiepriset på ex- dagen ska falla med motsvarande storlek på utdelningen. Prisfallskvoten ska således vara ett.

Det framgick att en ex-dagseffekt fanns för undersökningens hela tidsperiod. Prisfallskvoten var signifikant skiljd från ett för varje år förutom för år 1990. Den genomsnittliga prisfallskvoten för alla år var 0,71, vilket betyder att aktiepriset sjunker med 71 procent av utdelningsbeloppet på ex-dagen. Resultatet tyder på att marknaden inte går att betraktas som effektiv då resultatet inte uppfyller en prisfallskvot motsvarande ett.

Resultaten gav delat stöd till Elton och Grubers (1970) teorier om skatteskillnaders påverkan på ex-dagseffekten. Prisfallskvoten var skild från ett när utdelning och kapitalvinst beskattades lika, med undantag för år 2015 i gruppen med högst balansomslutning/börsvärde. Likväl var inte prisfallskvoten lägst de åren utdelning beskattades högre än kapitalvinsten, även här med undantag för gruppen med högst balansomslutning/börsvärde. Således är det möjligt att skillnad i skatt kan påverka ex-dagseffekten för företag med högre balansomslutning/börsvärde.

Gällande skillnaden i aktieomsättning före- och efter ex-dagen kunde inga statistiskt signifikanta resultat generellt uppvisas. Det fanns en viss ökning i aktieomsättningen i perioden Efter vilket också stödjer tidigare forskning (Henry och Koski, 2017;Lakonishok och Vermaelen, 1986). Det kan förklaras av att investerare med hjälp av handelsstrategi utnyttjar marknaden för att få överavkastning.

Vidare undersöktes förekomsten av avvikande avkastning och resultatet visade att den avvikande avkastningen var störst på ex-dagen. Resultatet var även statistiskt signifikant.

Således kan marknaden anses vara halvstarkt effektiv då marknaden reagerat på ny information.

Gällande den genomsnittliga årliga avvikande avkastningen gick det inte att urskilja att marknadens effektivitet förändrats över tid.

Avslutningsvis för att besvara studiens två frågeställningar kan det konstateras att det finns en ex-dagseffekt på den svenska aktiemarknaden mellan åren 1961-2017. Däremot är det inte

22 möjligt att precisera en förändring under dessa år. Effekten har visat sig vara slumpmässig där vissa år har antytt ha högre prisfallskvot än andra. Den ex-dagseffekt som funnits kan inte med statistisk säkerhet förklaras med hjälp av varken skatteeffekter eller aktieomsättning. Däremot framkom resultat som tyder på att skatt och aktieomsättning tycks ha en påverkan på ex- dagseffekten.

5.1. Förslag till framtida forskning

Tidigare studier inom området har kommit fram till olika förklaringar till vad som påverkar ex- dagseffekten. Denna studie har funnit en ex-dagseffekt över tid men däremot kan det inte säkerställas huruvida det beror på skatteeffekter och aktieomsättning eller ej. För att vidare undersöka detta kan regressionsanalys genomföras. Med hjälp av regressionsanalys kan en regression för varje år studeras för att se vilka variabler som kan tänkas påverka ex-dagseffekten mest. Sedan kan en regression för samtliga år genomföras för att se hur det skiljer sig åt under tidsperioden.

6. Diskussion om metod

Studien innehåller ett varierande antal företag/ex-dagar. Som nämns tidigare är detta inget som behöver ha påverkat studiens resultat då varje år har undersökts separat innan jämförelse mellan åren har genomförts. Det hade däremot varit intressant, om det var möjligt, att studera exakt samma företag under tidsperioden för att se hur prisfallskvoten har förändrats. I studien användes främst öppningskurser, med undantag från år 1985-1995, eftersom enbart stängningskursen fanns att tillgå. Det hade varit önskvärt att marknadsjustera aktiepriset när stängningskursen användes för att minska risken att dagens marknadshändelser inkluderades i prisfallskvoten.

Det finns några aspekter vid genomförandet av eventstudien som bör diskuteras. Vid beräkning av @_B användes Affärsvärldens månadsvisa generalindex. Således blev den procentuella förväntade avkastningen för alla dagar under en månad densamma. Eftersom avkastningen ofta skiljer sig åt dag för dag hade det varit önskvärt att använda den dagliga avkastningen. Det var dock inte möjligt i denna studie och en genomsnittlig avkastning användes. Vidare kan ett estimeringsfönster användas vid eventstudie, det består av ett antal dagar före eventfönstret och används vid beräkning av en avvikelse. Eftersom att data för år 1961 till 1995 inhämtades manuellt begränsade det möjligheten till att använda ett estimeringsfönster.

23 För att få ett mer jämförbart resultat vid beräkning av aktieomsättning kan det argumenteras för att en annan metod bör ha använts. Eventuellt skulle en förväntad aktieomsättning kunnat beräknats för att sedan se hur den skiljer sig mot omsättningen kring ex-dagen.

24

Referenser

Bell, L. och Jenkinson, T. (2002). New Evidence of the Impact of Dividend Taxation and on the Identity of the Marginal Investor, The Journal of Finance, vol. 57, no. 3, pp. 1321-1346.

Brealey, R.A., Myers, S.C. och Allen, F., 1956 (2014). Principles of Corporate Finance, 11., global edn, McGraw-Hill Education, New York, NY.

Dagens Nyheter, (1992). Bunden aktie blir fri. Utlänningar tillåts köpa alla svenska aktier.

Tillgängligt på:

https://www.dn.se/arkiv/ekonomi/bunden-aktie-blir-fri-utlanningar-tillats-kopa-alla-svenska- aktier/ [Hämtad 2018-12-12]

Daunfeldt, S. (2007). Tax-Induced Trading and the Identity of the Marginal Investor:

Evidence from Sweden. The European Journal of Finance, vol. 13, no. 7, pp. 657-667.

De Ridder, A. och Sörensson, T. (1995). Ex-dividend Day Behavior and the Swedish Tax Reform. 1st ed. Uppsala: National Institute of Economic Research, Economic Council.

Dir 1979:27, Översyn av aktievinstbeskattningen m.m.

http://data.riksdagen.se/dokument/G303103.html

Elton, E.J., och Gruber, M.J. (1970). Marginal Stockholder Tax Rates and the Clientele Effect. The Review of Economics and Statistics, vol. 52, no. 1, pp. 68-74.

Elton, E.J., Gruber, M.J. och Blake, C.R. (2005). Marginal Stockholder Tax Effects and Ex- Dividend-Day Price Behavior: Evidence from Taxable versus Nontaxable Closed-End Funds.

The Review of Economics and Statistics, vol. 87, no. 3, pp. 579-586.

Euroclear Sweden, (2018a). För dig som redan är kund. Tillgängligt på:

https://www.euroclear.com/sweden/sv/aktiebolag/befintlig-kund-aktiebolag.html [Hämtad 2018-11-27]

Euroclear Sweden, (2018b). Vad gör Euroclear Sweden?. Tillgängligt på:

25 https://www.euroclear.com/sweden/sv/om-oss/vad-gor-euroclear-sweden.html [Hämtad 2018- 11-27]

Fama, E. F. (1970). Efficient capital markets: A review of theory and empirical work. The Journal of Finance, 25 (2), pp. 383-417

Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS: and sex and drugs and rock ´n´ roll. Third edition. London; Los Angeles.

Frank, M. och Jagannathan, R. (1998). Why do stock prices drop by less than the value of the dividend? Evidence from a country without taxes. Journal of Financial Economics, vol. 47, no. 2, pp. 161-188.

Henry, T.R. och Koski, J.L. (2017). Ex-Dividend Profitability and Institutional Trading Skill.

The Journal of Finance, vol. 72, no. 1, pp. 461-494.

Lakonishok, J. och Vermaelen, T. (1986). Tax-induced trading around ex-dividend days.

Journal of Financial Economics, vol. 16, no. 3, pp. 287-319.

MacKinlay, A. C., (1997). Event studies in economics and finance. Journal of Economic Literature 35, 13-39.

Malkiel, B. (2003). The Efficient Market Hypothesis and Its Critics. Journal of Economic Perspectives, 17 (1), pp.59-82.

Miller, M., och Modigliani, F. (1961). Dividend Policy, Growth, and the Valuation of Shares.

The Journal of Business, 34(4), pp. 411-433.

Nordnet (2018a). Vår historia. Tillgängligt på: https://nordnetab.com/sv/om/historia/ [Hämtad 2018-12-21]

Nordnet (2018b). Kontotyper. Tillgängligt på:

https://www.nordnet.se/kampanjer/arsskifte/kontotyper.html [Hämtad 2019-01-16]

26 Scardovi, C. (2017). Digital Transformation in Financial Services, 1st 2017 edn, Springer, New York.

SFS 2005:551. Aktiebolagslag. Tillgängligt på:

https://www.riksdagen.se/sv/dokument-lagar/dokument/svensk-

forfattningssamling/aktiebolagslag-2005551_sfs-2005-551 [Hämtad 2018-12-06]

Sharma, M.K. och Bingi, P. (2000). The growth of web-based investment, Information Systems Management, vol. 17, no. 2, pp. 58.

Skatteverket, (2014). Vad är en aktie?. Tillgängligt på:

https://www4.skatteverket.se/rattsligvagledning/edition/2014.5/2796.html [Hämtad 2018-12- 06]

Statistiska Centralbyrån, (2018). Medelskattesatser 1930-2018, hela riket. Tillgängligt på:

https://www.scb.se/hitta-statistik/statistik-efter-amne/offentlig-ekonomi/finanser-for-den- kommunala-sektorn/kommunalskatterna/pong/tabell-och-diagram/medelskattesatser-hela- riket/?fbclid=IwAR3zp12RbOtJKGzvi5Wk96FWiMLOlSrvR7G6kPXHb-g-

WhuaNXPhRIPNBkQ [Hämtad 2018-12-05]

27

Bilaga 1. Aktieomsättning Volvo och SCA

Den procentuella aktieomsättningen för Volvo år 1961 och år 2017¹ Totala utestående aktier för Volvo år 1961 (st.): 2 280 000

Totala aktieomsättningen för Volvo år 1961 från dag -3 till dag + 3 (st.): 4 601 Aktieomsättningens procentuella del: 0,2%

Totala utestående aktier för Volvo år 2017 (st.): 1 648 444 712

Totala aktieomsättningen för Volvo år 2017 från dag -3 till dag + 3 (st.): 47 033 724 Aktieomsättningens procentuella del: 2,85%

Ökning: 13,25 = 1325%

Den procentuella aktieomsättningen för SCA B-aktier år 1965 och år 2017¹ Totala utestående aktier för SCA år 1965 (st.): 2 160 000²

Totala aktieomsättningen för SCA år 1965 från dag -3 till dag + 3 (st.): 2 644 Aktieomsättningens procentuella del: 0,12%

Totala utestående aktier för SCA år 2017 (st.): 470 073 396

Totala aktieomsättningen för SCA år 2017 från dag -3 till dag + 3 (st.): 14 310 624 Aktieomsättningens procentuella del: 3,04%

Ökning: 24,3333 = 2433,33%

1 Hämtat från Swedish house of finance.

2 Då SCA inte redovisade utestående aktier i sitt bokslut år 1965 har siffran beräknats med hjälp av en redovisad nyemission.

28

Bilaga 2. Antalet ex-dagar

Tabell 8. Antalet ex-dagar under 1961-2017 År Antal observationer Andel av population

(%)

Kumulerad andel av population (%)

1961 42 3,54 3,54

1965 47 3,96 7,50

1970 63 5,31 12,82

1975 78 6,58 19,39

1980 73 6,16 25,55

1985 83 7,00 32,55

1990 63 5,31 37,86

1995 51 4,30 42,16

2000 134 11,30 53,46

2005 123 10,37 63,83

2010 185 15,60 79,43

2015 145 12,23 91,65

2017 99 8,35 100,00

Total 1186 100,00