NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet
Examensarbete C Vårterminen 2012 Handledare: Mikael Bask
Ex-dagseffekten
Existerar överavkastningar på Stockholmsbörsen i samband med utdelningar?
Författare:
Jacob Bäckman Magnus Strand
2
Sammanfattning
Denna studie har undersökt huruvida det är möjligt att på Nasdaq OMX Stockholm generera systematiska överavkastningar i samband med att aktier börjar handlas exklusive rätt till utdelningar. Samtliga utdelningstillfällen har undersökts under perioden 2007-2011 vilket givit en total observationsmängd på 699 stycken tillfällen. Genom att ha tagit hänsyn till eventuella marknadsfluktueringar och vikta dessa med bolagets unika risk, i form av betatal, har resultaten även justerats för normalavkastningar under den undersökta dagen. Resultaten från Large Cap, Mid Cap samt Small Cap har sedan jämförts. Resultaten visar att överavkastningar är möjliga under dagen då aktien slutar handlas inklusive utdelning, samt att effekten är större för de mindre bolagen.
Nyckelord: aktieutdelning, direktavkastning, ex-dag, ex-dagseffekt, överavkastning, Nasdaq OMX Stockholm
3
Abstract
This study, has examined the possibility of achieving abnormal returns in the Swedish stock market on the day when stocks no longer trade with its dividend rights. All stocks on Nasdaq OMX Stockholm had been analyzed during 2007-2011, a total of 699 observations. By also including market fluctuations and weight of these fluctuations with the stock’s unique risk, the results have been adjusted for the normal return during the observed day. The results from Large Cap, Mid Cap and Small Cap have then been compared to one another. The overall result shows that abnormal returns are possible on the day stocks no longer trade with the rights of dividends. The result also shows larger, abnormal returns for smaller companies.
Keywords: dividend, dividend yield, ex-dividend, ex-dividend day, abnormal return, Nasdaq OMX Stockholm
4
Innehåll
1 Inledning ... 5
1.1 Introduktion av problem ... 5
1.2 Bakgrund ... 5
1.3 Tidigare ansatser att förklara ex-dagseffekten ... 7
1.4 Tidigare empiriska resultat ... 9
1.5 Syfte och specificering av tillvägagångssätt ... 10
2 Metod och data ... 13
2.1 Härledning av ekvation ... 13
2.2 Dataurval och bearbetning ... 18
3 Resultat och diskussion ... 20
4 Slutsats ... 25
Referenser ... 27
Bilagor ... 29
Bilaga 1, Hypotesprövningar av kursfallskvoter (Ω) ... 29
Bilaga 2, Hypotesprövningar av överavkastningar (Π) ... 30
Bilaga 3, Sammanställning av data ... 31
5
1 Inledning
1.1 Introduktion av problem
Det finns två sätt för aktieägare att skapa avkastning på sina investeringar. Antingen genom en kursstegring till följd av att marknadens värdering av företaget i fråga har ökat eller genom att företagen delar ut en del av vinsten till sina aktieägare i form av likvida medel, vilket kallas för aktieutdelning.
Att en aktieutdelning sker betyder förvisso att aktieägarna erhåller avkastning, men den resulterar också i att företagets totala marknadsvärde minskar med det totala
utdelningsbeloppet. Således bör även aktiekursen sjunka med motsvarande belopp utdelningen per aktie är på. Detta antagande implicerar att placerare ska vara indifferenta mellan att erhålla aktieutdelningar eller inte (Miller & Modigliani, 1961).
Huruvida ett företags aktiekurs faller med hela utdelningsbeloppet är dock omtvistat. Skulle så inte vara fallet skapas också möjlighet att åstadkomma systematiska överavkastningar under den dag då aktien slutar handlas inklusive rätt till utdelning.
Denna studie ämnar därför att på Nasdaq OMX Stockholm undersöka om aktiekurser faller i paritet med utdelningsbeloppet eller om överavkastningar kan uppnås till följd av att en asymmetri råder mellan kursfallet och utdelningsbeloppet.
1.2 Bakgrund
Huruvida aktiesparare erhåller avkastning på sina aktieinnehav bestäms i huvudsak av företagets förmåga att generera goda resultat. En aktie kan förvisso stiga i värde enbart genom
marknadsspekulationer av framtida vinster, men i ett långsiktigt perspektiv är det av stor vikt att företagen faktiskt uppvisar stabila vinstnivåer.
Vinsten som företag genererar kan sedan allokeras på olika sätt. Företaget kan, som ovan beskrevs, dela ut en del av vinsten till aktieägarna i form av utdelningar. De kan också välja att återinvestera vinsten för att på så sätt skapa förutsättningar för ytterligare tillväxt. Ett tredje alternativ är att återköpa egna aktier i företaget (där företaget kan välja att antingen behålla aktierna eller att makulera dem vilket minskar antalet aktier på marknaden) för att på så sätt minska den egna skulden till de övriga aktieägarna. Ett vanligt förfarande är att företaget allokerar ut vinsten över samtliga tre alternativ (Brav m.fl., 2005).
Att dela ut en del av vinsten i form av utdelning kan ses som ett uttag från företagets kassa, således bör företagets totala värde minska med samma summa som utdelningsbeloppet, ceteris paribus (Miller & Modigliani, 1961). En utdelning på exempelvis 5 kronor ska alltså leda till att kursen faller motsvarande belopp vid det tillfälle aktien slutas handlas inklusive rätt till
utdelning. Då denna studie undersöker aktiekursers beteende i samband med utdelningar kan det vara en god idé att undersöka hur själva utdelningsprocessen går till.
6 Huruvida ett företag ska dela ut pengar till sina aktieägare eller inte föreslås till en början av företagets styrelse i samband med företagets årsrapport. Om styrelsen förespråkar en utdelning föreslår de också en lämplig nivå på denna. Anledningen till att just styrelsen föreslår en
eventuell utdelning beror på att de besitter mer kunskap och information om företaget än de flesta av ägarna, samt att deras uppdrag är att verka för att företaget ska uppnå så
tillfredsställande resultat som möjligt i ett långsiktigt perspektiv. Aktieägare med kortsiktiga motiv eftersträvar exempelvis endast att maximera sin investering på kort sikt utan hänsyn till företagets välmående i det långa loppet. Hade dessa investerare fått bestämma
utdelningsbelopp skulle utdelningarna därför kunna hamna på nivåer som inte gynnar företaget på sikt.
Det är däremot företagets röstberättigade aktieägare som fastslår huruvida denna utdelning ska verkställas eller inte. Detta sker i samband med företagets bolagsstämma och om
utdelningsnivån godkänns, vilket är högst sannolikt, är detta också den sista handelsdag då aktien handlas inklusive rätt till utdelning. Efter bolagsstämman registreras vilka som äger aktien och därför har rätt till utdelningen. Dagen efter bolagsstämman handlas aktien således utan rätt till utdelning. Denna dag brukar benämnas “ex-dagen” och det är under denna dag som aktien enligt Miller & Modigliani (1961) ska falla med samma belopp som utdelningen. Ungefär en vecka efter ex-dagen betalas sedan utdelningen ut till de som ägde aktien vid stängning dagen för bolagsstämman.1
Händelseförloppet i sin helhet illustreras i Figur 1:
Figur 1, Händelseförlopp vid utdelning
Eftersom denna studie behandlar kursfluktueringar under ex-dagen är det alltså av mindre intresse att undersöka händelser kring själva utbetalningsdagen. Det är sista dagen aktien handlas inklusive rätt till utdelning (bolagsstämman) samt första dagen aktien handlas exklusive rätt till utdelning (ex-dagen) som är av störst intresse att studera.
1http://www.ncsd.eu/files/Euroclear_Sweden_Regelverk_2012-1.pdf, 2012-05-08
Föreslagen utdelning av styrelsen
Bolagsstämma
Ex-dag
Utbetalning av utdelning
Tid
7
1.3 Tidigare ansatser att förklara ex-dagseffekten
Till skillnad från studier som behandlat andra finansiella problem är ex-dagseffekten i stort sett befriad från diskussion om huruvida marknadens ineffektivitet skapar de onormala
överavkastningarna. Teorin om effektiva marknader slog på allvar igenom år 1970 när Eugene Fama presenterade sin effektiva marknadshypotes (EMH). Han menade att olika grader av offentlig information skapar olika grader av effektiva marknader. Vad som på senare år dock visats, inte minst av honom själv (Fama, 2011), är att det empiriskt är omöjligt att testa hur effektiv en marknad är. Denna studie har därför heller inte ämnats försöka förklara eventuella onormala avkastningar till följd av marknadsineffektivitet. Trots att tidigare studier som
undersökt ex-dagseffekten inte förklarat sina resultat med hjälp av marknadsineffektivitet menar de flesta att man dock inte bör förvänta sig att kursen faktiskt faller i paritet med
utdelningsbeloppet. Istället förklaras resultaten med hjälp av en rad andra faktorer som påverkar till följd av marknadens struktur och placerarnas beteenden. Det finns i huvudsak fyra hypoteser som förklaringar till ex-dagseffekten: skattehypotesen, den kortsiktiga handelshypotesen, dispositionseffekten samt mikrostrukturhypotesen som i sin tur består av två olika
förklaringsfaktorer, nämligen: ”tick size-effekten” och ”bid-ask bounce effekten”.
Skattehypotesen
En banbrytande studie gjordes av Elton & Gruber (1970) vars slutsatser var att en ex-dagseffekt kunde påvisas men att den förklaras av varierande skattesatser på kapitalvinster och
utdelningar. De menade att Miller & Modiglianis (1961) teori om att kursen ska falla med hela utdelningsbeloppet stämde så länge skattesatserna var desamma. Skulle skattesatserna istället skilja sig åt uppstår en snedvridning i placerares preferenser. En lägre skatt på kapitalvinst resulterar exempelvis i att placerare i mindre utsträckning vill ta del av utdelningar. Detta leder till att kursen inte faller med hela utdelningsbeloppet och en ex-dagseffekt uppstår.
Skattehypotesen, som var det första riktiga argumentet att förklara varför ex-dagseffekter uppstår stöds av Lasfer (1995), Graham m.fl. (2003), Farinha & Soro (2005), Daunfeldt (2002) med flera.
Den kortsiktiga handelshypotesen
Kalay (1982) presenterade en alternativ förklaring till skattehypotesen. Han menade att kortsiktiga investerare kommer göra snabba affärer under ex-dagen till dess att hela ex- dagseffekten är borthandlad och kursen således fallit med hela utdelningsbeloppet. Detta förutsätter dock att inga transaktionskostnader råder på marknaden. Skulle istället
transaktionskostnader finnas, vilket empiriskt är fallet i Sverige, skulle dessa kortsiktiga placerare endast handla till den punkt då transaktionskostnaden äter upp den återstående
överavkastningen. Den ex-dagseffekt som därför uppstår är själva transaktionskostnaden.
Förespråkare för den kortsiktiga handelshypotesen är bland andra Lakonishok & Vermaelen (1986) och Dasilas (2009).
8 Mikrostrukturhypotesen
Mikrostrukturhypotesen består av två sidohypoteser: ”tick size-effekten” och ”bid-ask bounce effekten”. ”Tick size-effekten” presenterades initialt av Bali & Hite (1998). De menade att själva strukturen i prissättningar av aktiekurser och utdelningar skapar en prisasymmetri under ex- dagen. De redogjorde att aktiekurser prissätts diskret medan utdelningar sätts efter en
kontinuerlig nivå. Vad detta implicerar är att aktiekurser som minst kan fluktuera med ett visst värde, ett så kallat “tick”. Detta gäller inte för utdelningar som kan sättas till vilket godtyckligt värde som helst. Skulle utdelningen därför vara på en viss nivå som aktiekursen inte kan korrigeras till uppstår per automatik en ex-dagseffekt. Den andra förgreningen i
mikrostrukturhypotesen presenterades av Frank & Jagannathan (1998) och kallas ”bid-ask bounce effekten” eller ”bid-ask spread effekten”. De menar att många långsiktiga placerare hellre vill ta del av avkastning i form av kursstegringar än utdelningar. Detta på grund av de kostnader det medför att ta emot och att återinvestera aktieutdelningar. Detta leder sedan till ett stort säljtryck dagen innan ex-dagen då placerare vill sälja av den aktie som inom kort kommer att handlas utan rätt till utdelning, samt ett stort köptryck under ex-dagen till följd av att placerarna åter igen vill äga aktien. Detta förlopp leder i sin tur till att kursen trycks ned onormalt mycket dagen innan ex-dagen för att sedan tryckas upp onormalt mycket under ex- dagen. Gapet som detta resulterar i skapar sedan en ex-dagseffekt till följd av den något skeva prissättningen. Frank & Jagannathans (1998) hypotes har stöd från bland andra Yahyaee m.fl.
(2008).
Dispositionseffekten
Ytterligare en förklaring till aktiekursers beteenden under ex-dagen går under benämningen dispositionseffekten. Dispositionseffekten introducerades ursprungligen av Shefrin & Statman (1985) som fann att placerare i större utsträckning tycks sälja aktier som gått med vinst än de som gått med förlust. De menade att placerare har svårare att göra sig av med tillgångar som varit en dålig affär medan vinstaffärer lättare kapitaliseras. De förklarade detta bland annat med att en stolthet i placerare skapar en ovilja i att inse att förlustaffärer faktiskt skett. Istället behålls aktierna med förhoppningen att de en dag ska vända uppåt igen. Efthymiou & Leledakis (2011) applicerade denna teori på ex-dagen och fann kursfallet var större i tider då aktier stigit medan kurserna i mindre utsträckning föll under perioder då aktiemarknaden gått sämre. De fann att kursfallet var 78 % vilket förklarades av dispositionseffekten. Efthymiou & Leledakis (2011) studie stärker alltså Shefrin & Statmans (1985) resonemang att man lättare säljer vinstaktier.
Dispositionseffekten och beteendeekonomiska förklaringar i allmänhet är något som på senare år blivit allt mer vanliga i resonemang kring asymmetriska prissättningar på marknader. Så kallade ”noise traders” är exempel på hur olika beteenden kan påverka marknaden i stort. En rationell investerare agerar och reagerar på information, köper när det tycks vara billigt för att sedan sälja när tillgångar anses vara för dyra. Om en aktie exempelvis blir allt dyrare väljer de rationella placerarna ett likvärdigt, billigare substitut till dess att priserna utjämnas. Efterfrågan kan i de hänseendena sägas vara rationellt belagd. Det finns dock studier som visar på att en del
9 investerare agerar på rykten och känslor i större utsträckning än information. Sådana placerare kallas för ”noise traders” och är en faktor som också de rationella placerarna måste respektera.
Rykten kan exempelvis på egen hand skifta efterfrågor vilket skapar nya situationer även för de rationella investerarna (Shleifer & Summers, 1990). Shleifer (2000) presenterade också ett empiriskt exempel när ”noise traders” påverkade aktiekurser i stor utsträckning. Royal Dutch och Shell, två identiska aktier som handlades på två olika marknader, uppvisade exempelvis cirka 30
% i prisskillnad till följd av att ”noise traders” påverkade kurserna på respektive marknad. Det tog sedan ungefär fyra år innan priserna konvergerade och möttes i en jämvikt där de åter värderades till samma värde. Det finns därför möjligheter att även ”noise traders” påverkar aktiekurser under ex-dagen, vilket skapar större (eller mindre) ex-dagseffekter. Scruggs (2007) fann exempelvis empiriska bevis på att 15 % av den genomsnittliga variationen i
veckoavkastningar bestod av handel av ”noise traders”.
1.4 Tidigare empiriska resultat
Det finns framförallt en uppsjö av internationella studier som tidigare studerat kursers
beteenden under ex-dagen. De flesta finner att ex-dagseffekter råder, men att anledningen till detta är omstritt (som diskuterades i Sektion 1.3). Eftersom olika metoder har använts samt att olika marknader har studerats under olika tidsperioder skiftar resultaten av rimliga skäl. I Tabell 1 presenteras en del av dessa tidigare studier. I kolumnen längst till höger visas också den hypotes som författarna av studien anser förklarar ex-dagseffekten. Kursfallskvoten, det vill säga hur mycket kursen faller relativt utdelningen, betecknas i denna studie Ω:
Tabell 1, Tidigare empiriska studier
Författare (år) Marknad Period Ω Hypotes
Campbell, J & Beranek, W. (1955) USA 1949-1950, 1953 90 % ---
Elton, E. & Gruber, M. (1970) USA 1966-1967 78 % Skattehypotesen
Kalay, A. (1982) USA 1966-1967 73-88 % Kortsiktiga handelshypotesen
Claesson, K. (1987) Sverige 1978-1985 96 % ---
Boyd, J. & Jagannathan, R. (1994) USA 1962-1987 71 % Kortsiktiga handelshypotesen
Lasfer, A. (1995) England 1988-1994 74 % Skattehypotesen
Frank, M. & Jagannathan, R. (1998) Hong Kong 1980-1993 43 % ”Bid-ask bounce effekten”
Bali, R. & Hite, G. (1998) USA 1962-1994 76-86 % ”Tick Size-effekten”
Daunfeldt, S-O. (2002) Sverige 1988-1995 48 % Skattehypotesen Graham, J., m.fl. (2003) USA 1996-2001 75-89 % Skattehypotesen Farinha, J. & Soro, M. (2005) Portugal 1993-2002 67 % Skattehypotesen
Dasilas, A. (2009) Grekland 2000-2004 58 % Kortsiktiga handelshypotesen Efthymiou, V. & Leledakis, G. (2011) USA 2001-2008 78 % Dispositionseffekten
Som Tabell 1 visar finner samtliga tidigare studier en positiv ex-dagseffekt, det vill säga att kursfallet är mindre än utdelningsnivån. Frank & Jagannathan (1998) observerar den största effekten där kursen endast faller med 43 % av utdelningsbeloppet. Minst effekt presenteras av
10 Claesson (1987) vars kursfallskvot på 96 % i stort sett indikerar att ingen effekt alls finns.
Noterbart är att ingen av dessa studier finner att kursen faller med mer än utdelningsbeloppet.
En ex-dagseffekt är alltså observerbar i samtliga fall.
Många av de svenska studier som behandlat ex-dagseffekten är till åren gångna vilket kan skapa missvisande jämförelser med denna studie då en rad nya regler på den svenska
finansmarknaden tillkommit på senare tid. Fram till år 1995 beskattades exempelvis
kapitalvinster och utdelningar med olika skattesatser (Daunfeldt, 2002). Dessutom behöver man inte längre köpa en minimikvot av aktier, så kallade börsposter, vilket var fallet fram till år 2008.2 Det kan ändå vara av intresse att undersöka tidigare studier såvida datamaterialet och
tillvägagångssättet är liknande med denna studies struktur. År 1987 skrev Claesson sin doktorsavhandling om effektiviteten på Stockholmsbörsen där bland annat prissättningen av aktier i samband med utdelningar behandlades. Hon fann att aktiekurser faller i stort sett med hela utdelningsbeloppet. Detsamma gällde inte Daunfeldt (2002) som undersökte hur ex-
dagseffekten skiljde sig mellan år då Sveriges aktiemarknad var belagd med olika skattesatser på kapitalvinster och utdelningar. Hans resultat visade på att kurserna endast föll med 46 % av utdelningsbeloppet, men att detta var en följd av dessa skatteskillnader. Det finns även en riklig tillgång av svenska studentuppsatser som behandlat aktiekursers beteenden under ex-dagen.
Sandpearl & Lind (2011) är exempel på en sådan vars resultat visade att överavkastning är möjlig på mindre bolag men att kurserna föll med mer än utdelningsbeloppen för större bolag och att överavkastning för dessa således ej var möjlig. Alm & Arefjäll (1999) finner, trots liknande metod som Sandpearl & Lind (2011), en överavkastning oavsett vilken börslista som studerades. De fann även att de största bolagen, listade på dåvarande A-listan, uppvisade större ex-dagseffekt än de på den mindre O-listan. Detta resultat strider emot Sandpearl & Lind (2011) som fann det omvända sambandet. Även om de studerade olika perioder samt att vissa små skillnader i metoderna fanns är det förvånande att deras resultat skiljer sig så pass mycket åt.
Det är därför av intresse att, med ny data, undersöka hur aktier av olika bolagsstorlekar faktiskt beter sig under ex-dagen samt om något samband finns mellan eventuella överavkastningar under ex-dagen och storleken på bolagen.
1.5 Syfte och specificering av tillvägagångssätt
Syftet med denna studie blir därför att, med ny data, analysera om en ex-dagseffekt på Nasdaq OMX Stockholm (betecknas fortsättningsvis OMXS) kan urskiljas. Genom att även jämföra resultaten listvis samt år för år kan eventuella samband urskiljas som har med storleken på bolagen att göra alternativt att resultaten skiljer sig årsvis.
Då tidigare studier använder sig av olika metoder skiljer sig resultaten åt. En vanligt
förekommande metod är att studera hur mycket aktien procentuellt faller av utdelningsnivån.
Samtidigt kan det vara intressant att se vilken överavkastning som är möjlig att få till den rådande kursfallskvoten. Denna studie kommer därför dels presentera resultat som redovisar
2http://www.swedbank.se/privat/internet-och-telefontjanster/information/aktiehandel-via-internet/index.htm, 2012- 05-08
11 det procentuella kursfallet i relation till utdelningsnivån och dels även visa hur stor
överavkastning som är möjlig i de fall en ex-dagseffekt kan påvisas.
Studiens specificerade problemformulering är därför följande:
- Kan en ex-dagseffekt urskiljas på OMXS åren 2007-2011?
Om så är fallet tillkommer även följande problemformuleringar:
- Hur mycket har aktiekurserna fallit relativt utdelningarna och hur stor överavkastning har varit möjlig?
- Har storleken på ex-dagseffekten något samband med storleken på de undersökta bolagen?
- Skiljer sig resultaten åt över tiden?
Resultaten kommer även att, med statistisk analys, hypotesprövas för att säkerställa signifikansen.
Det kan även vara av intresse att studera huruvida onormala avkastningar råder dagarna kring ex-dagen. Vissa tidigare studier har även behandlat detta på ett omfattande sätt. Eftersom aktiekurserna, i teorin, dock ska sjunka just under ex-dagen har denna studie valt att inte behandla effekterna under de kringliggande datumen.
Metoden som används i denna studie, och som redogörs i nästa sektion, är endast applicerbar i situationer där eventuella kapitalvinster beskattas med samma sats som utdelningar. Trots att den svenska skattesatsen för kapitalvinster och utdelningar är 30 %, kan man genom att placera i specifika placeringsformer, så som kapitalförsäkringar, hamna i situationer där skattesatserna för vinster och utdelningar skiljer sig åt. I Sverige kan man även slippa betala skatt på utdelningar om man väljer att skänka hela utdelningsbeloppet till välgörenhetsorganisationer, inte heller detta är något som denna studie behandlar.
Studien har inget huvudsakligt syfte i att undersöka vad som ligger till grund för eventuella ex- dagseffekter. För att säkerställa validiteten samt reliabiliteten i arbetet avgränsades därför arbetet till att endast undersöka huruvida en ex-dagseffekt faktiskt går att urskilja snarare än varför den uppstått.
I och med att många tidigare studier funnit positiva ex-dagseffekter kan man argumentera för om det kan vara lönsamt att blanka aktier i samband med ex-dagen. Då man som blankare själv får betala utdelningsbeloppet till den rättfärdiga ägaren av aktien finns dock inga större
incitament till varför detta skulle inkluderas som en undersökningspunkt i studien.3 Således har inte heller blankning på något sätt inkluderats i denna studie. Det finns förvisso studier som
3https://www.avanza.se/aza/kunskapscenter/depahandbok.jsp?page=shght_blankning, 2012-05-22
12 undersökt blankningar kring ex-dagen, men argumentet till dessa studier var att blankare tycks besitta mer information om bolaget än övriga investerare och på så sätt kunna generera överavkastningar kring ex-dagen (Blau, m.fl., 2010). Det är förvisso noterbart att blankning vid negativa ex-dagseffekter är lönsamt. Det vill säga, om kurserna faller med mer än
utdelningsbeloppet kan blankare generera överavkastningar i samband med ex-dagen eftersom blankning är lönsammare ju mer en aktie faller.
Studiens disposition ser ut enligt följande: I Sektion 2 presenteras studiens valda metod samt härledning av de ekvationer som ligger till grund för arbetet. Även en redogörelse av
datamaterialet presenteras i Sektion 2. I Sektion 3 redovisas sedan resultaten som även diskuteras. Sektion 4 består av slutsatser samt förslag på vidare forskning.
13
2 Metod och data
2.1 Härledning av ekvation
Vid val av metod har visionen varit att använda en metod som är lättbegriplig men samtidigt effektivt ger ett mått på ex-dagseffekten. Eftersom urvalet av tidigare studier är stort har dessa fungerat som inspiration för att utveckla denna studies metod. Elton & Gruber (1970), som med sin modell vill förklara varför skatter påverkar ex-dagskursen, är frekvent använd av många forskare (Efthymiou & Leladis, 2011, Boyd & Jagannathan, 1994, med flera). Då skattesatserna för kapitalvinster och utdelningar i Sverige är desamma är förvisso inte skatteförklaringen av intresse i denna studie. Modellen är däremot lätt att förstå samtidigt som den på ett effektivt och komprimerat sätt isolerar ex-dagskursens beteende. Elton & Grubers (1970) modell har därför använts som grund för att utveckla denna studies metod. Sambandet som Elton & Gruber (1970) finner är:
(1)
där är stängningskurs dagen före ex-dagen, är stängningskurs på ex-dagen, D är utdelningsbeloppet, är skattesatsen för utdelningar och är skattesatsen för kapitalvinst.
Eftersom skattesatserna som ovan nämndes är desamma i Sverige blir högerledet lika med 1 och kan därför fungera som ett gott mått på den totala ex-dagseffekten:
(2)
Observera att högerledet endast blir 1 så länge ingen ex-dagseffekt råder. En kvot mindre än 1 betyder därför att en ex-dagseffekt råder medan en kvot större än 1 indikerar att kursen faller med mer än utdelningsbeloppet.
Eftersom ex-dagens stängningskurs tillämpas i ekvation (2) finns dock risk att kursfluktueringar under ex-dagen påverkar resultatet på ett missvisande sätt. För att eliminera detta problem kan man inkorporera aktiens normalavkastning under ex-dagen i modellen. Det finns olika sätt att approximera normalavkastningar, där tidigare studier har använt sig av olika tillvägagångssätt.
Eftersom studiens syfte är att undersöka huruvida aktiekurser agerar onormalt under ex-dagen kan inte aktiens faktiska fluktueringar under ex-dagen användas som mått för
normalavkastningen. Måttet för normalavkastning som istället används är marknadens fluktueringar under ex-dagen samt det undersökta företagets specifika risk, i form av betatal.
14 Då denna studie behandlar samtliga handelslistor på OMXS förefaller det logiskt att just indexet för hela OMXS ska användas som mått för marknadsfluktueringar. Då aktiekurser beter sig på olika sätt är dock marknadsfluktueringar som ensam variabel inget bra mått på aktiers förväntade avkastning. Därför har även betatal inkluderats i modellen. Just marknadens
avkastning och betatal är också två variabler som används i den så kallade CAPM-modellen som introducerades av William F. Sharpe (1964). Tillsammans med riskfri ränta används där
marknadsavkastning och betatal för att räkna ut en tillgångs förväntade avkastning.
Betatal beskriver hur mycket en aktie rör sig i förhållande till marknaden i stort. Marknadens betavärde inhyser samtliga tillgångars individuella rörelser på marknaden och är därför belagd med ett betatal på 1. Aktiers betatal som är större än 1 rör sig således med mer än marknaden i stort, vilket betyder att aktien är mer riskfylld än marknadsportföljen. På samma sätt är aktier vars betatal är lägre än 1 mindre riskfyllda än marknadsportföljen. Även om summan av alla aktiers kursförändringar under samma period är lika med marknadsindexet, finns ingen
anledning att tro att medelvärdet av alla betan i denna studie ska vara just 1. Detta beror på att studiens totala snittbeta inte är viktade efter de enskilda aktiernas marknadsvärde, snittbetat är istället ett oviktat snitt av företagsbetan som hämtats vid olika tillfällen. Dessutom ingår inte heller de betan vars aktier inte haft utdelning under perioden, vilket betyder att alla aktier på OMXS inte finns inkluderade i studiens totala snittbeta.
Anledningen till att just marknadens svängningar under ex-dagen samt företagets betatal används som mått för normalavkastning är enkel. Vid antagandet att aktiekursers rörelser samvarierar med dess marknadsutveckling under samma period, då fungerar marknadens rörelser som ensam variabel som ett bra mått på normalavkastning. Eftersom de flesta aktier empiriskt dock inte rör sig på samma sätt som marknaden i stort måste ytterligare en variabel inkluderas för att mer precist kunna approximera den förväntade avkastningen för varje enskild aktie. Då aktiers betatal medför att de fluktuerar mer eller mindre givet risken fungerar dessa som ett bra mått på hur mycket en aktie normalt ska fluktuera jämfört med dess
marknadsrörelser under samma period. Genom att ta hänsyn till marknadens utveckling under ex-dagen och multiplicera detta med företagets betatal fås ett mer precist mått på vilken normalavkastning den undersökta aktien har under en undersökt handelsdag. Modellen utökas därför enligt ekvation (3). Notera även att kursfallskvoten, som tidigare förklarats, betecknas Ω:
)
(3)
där är marknadens procentuella förändring i decimalform under ex-dagen och β är betat, vilket enligt Hillier m.fl. (2010) definieras:
15
)
)
(4)
där är den undersökta aktiens procentuella förändring.
Anledningen till att ekvation (3) ser ut som den gör är också av logisk karaktär. För att kunna eliminera den förväntade avkastningen under ex-dagen divideras ex-dagens stängningskurs med den uträknade normalavkastningen, det vill säga OMXS fluktueringar under ex-dagen
multiplicerat med företagets betatal. Differensen mellan vad kursen stod i dagen innan ex-dagen ( ) och den justerade ex-dagskurskursen divideras sedan med utdelningsbeloppet. Om det justerade kursfallet är lika med utdelningsbeloppet finns således ingen asymmetri mellan de två.
Notera att den justerade ex-dagskursen alltså kan ses som en hypotetisk öppningskurs för ex- dagen.
Betatalen har räknats fram genom att inkludera data från de 75 handelsdagar som föregått ex- dagen. Att använda just 75 dagar kom sig av att färre dagar hade kunnat ge en missvisande bild ifall onormal avkastning skett under denna korta period. För att få ett så aktuellt betavärde som möjligt har heller inte en längre period varit aktuell. 75 dagar anses därför utgöra en god
approximation av företagets unika risk.
Den justerade ex-dagskursen bestäms därför av stängningskursen på ex-dagen, aktiens unika risk samt marknadsfluktueringar under ex-dagen. Om exempelvis följande värden antas:
Stängningskurs, ex-dag - 1 dag ( ): 102 kronor
Stängningskurs, ex-dag ( ): 100 kronor
Beta (β): 1,1
Marknadsförändring ( ): 0,01 (1 %)
Utdelning (D): 5 kronor
blir den justerade kursfallskvoten (Ω):
)
(5)
Vilket betyder att kursen faller med 61,8 % av utdelningsbeloppet.
En modell är nu framtagen som även tar hänsyn till normalavkastningen under ex-dagen, på så sätt kan en så isolerande ex-dagseffekt som möjligt presenteras.
16 För att räkna ut hur stor överavkastning en placerare kan uppnå, givet det justerade kursfallet dividerat med utdelningen, finns flera olika varianter att använda. Claesson (1987) räknade ut överavkastningen genom att multiplicera den del av kvoten som inte föll (1-Ω) med aktiens direktavkastning dagen innan ex-dagen. Den del av kvoten som inte faller kan definieras som en ex-dagspremie och genom att multiplicera denna premie med aktiens direktavkastning fås ett mått på hur mycket överavkastning som är möjlig att göra under ex-dagen, ett mått som i denna studie betecknas Π:
(6)
Med exempelvärdena ovan blir överavkastningen:
)
(7)
Vilket indikerar en överavkastning på 1,87 %.
Ett möjligen mer lättbegripligt sätt att kalkylera överavkastningen på är att flytta om ekvation (6) enligt ekvation (8). Precis som tidigare justeras då ex-dagskursen med marknadsfluktueringar och företagsrisk men nu också adderas med utdelningsbeloppet. Vad man i praktiken då gjort är att ha justerat upp ex-dagskursen så den kan jämföras med kursen dagen innan ex-dagen ( ).
Denna jämförelse sker genom att dividera de två med varandra. Kvoten visar precis som i ekvation (6) vilken procentuell överavkastning som är möjlig:
)
(8)
Som med samma exempelvärden från ekvation (7) resulterar i en överavkastning på 1,87 %, det vill säga exakt densamma:
)
(9)
17 För att ytterligare skapa förståelse av innebörden i ekvation (8) och (9) illustreras
händelseförloppet också i Diagram 1:
Diagram 1, Illustration av ekvation (8) och (9)
Genom en kronologiskt omvänd följd räknas en justerad ex-dagskurs ut och jämförs med vad kursen stod i dagen innan ex-dagen ( ). Detta görs genom att dividera ex-dagskursen med den förväntade avkastningen under ex-dagen och på så sätt eliminera de förväntade
kursfluktueringarna. Genom att sedan även addera utdelningen fås ett värde som skall vara lika med kursen dagen innan ex-dagen för att säkerställa att ingen ex-dagseffekt råder.
Den justerade kursfallskvoten (enligt ekvation (3)) samt den justerade överavkastningen (enligt ekvation (6) alternativt (8)) som används i denna studie isolerar förhoppningsvis ex-dagseffekten med god precision. Resultaten kommer dock även att redovisas ojusterade, det vill säga utan att inkludera marknadsfluktueringar med viktning av betatal. Anledningen till detta är att eventuella skillnader mellan de justerade och ojusterade kvoterna kan vara föremål för intressant
granskning samtidigt som det är bra att även ha ett grovt ojusterat mått på själva ex- dagseffekten.
Sammanfattningsvis kunde givetvis modellen ha sett annorlunda ut. Exempelvis tillämpar Farinha & Soro (2005) en utökad modell med fler faktorer inkluderade. Denna studies modell anses dock gott nog approximera normalavkastningen under ex-dagen och därför även vara tillräcklig som modell för att kunna urskilja eventuella ex-dagseffekter. Eftersom många tidigare studier använder sig av modeller liknande denna skapar det också en god möjlighet att på ett mer precist sätt kunna jämföra resultaten emellan.
94 95 96 97 98 99 100 101 102
103 𝑃_𝑐𝑢𝑚 = 102
D = 5 Pa = 100
100
18
2.2 Dataurval och bearbetning
För att kunna undersöka om storleken på bolaget har betydelse i vilken ex-dagseffekt som är observerbar har samtliga handelslistor på OMXS inkluderats, det vill säga Large Cap, Mid Cap samt Small Cap. Perioden som har undersökts är åren 2007-2011.
Om företag haft mer än ett utdelningstillfälle per kalenderår har endast den första utdelningen ingått i undersökningen. Vid de fall extrautdelningar förekommit har endast de extrautdelningar som skett samma dag som den första ordinarie utdelningen inkluderats i studien.
Aktielistorna på OMXS är kategoriserade efter börsvärde på bolagen.4 Eftersom bolagens storlek skiftar över tiden varierar därför också vilka bolag som tillhör vilka listor över tiden. Konkurser, sammanslagningar och andra händelser påverkar också företagens storlekar vilket även det kan leda till att aktier byter listor. Denna studie har valt att utgå från de bolag som fanns registrerade på respektive lista på OMXS den 2012-03-16.
Ett visst bortfall har skett, dels har en del bolag vid samtliga eller vissa perioder valt att inte dela ut några pengar, dels har även de bolag vars ex-dag förfallit under en måndag exkluderats ur studien. Detta eftersom studiens mål är att, så gott det går, ringa in en ex-dagseffekt utan att annan information påverkar resultatet. Att en ex-dag förfaller på en måndag betyder följaktligen att en helg föregått ex-dagen där mycket information kan ha tillkommit som eventuellt kan ha påverkat aktiekursen under ex-dagen. Totalt har 41 stycken utdelningstillfällen exkluderats till följd av detta.
Eftersom modellen inte tar hänsyn till extravagant information som exempelvis ges på bolagsstämman dagen innan ex-dagen finns en uppenbar risk att sådan information påverkar resultatet missvisande. De mest extrema värdena har därför exkluderats ur undersökningen med förhoppningen att isolera ex-dagseffekten utan att utomstående faktorer påverkar resultatet.
Eftersom justerade kvoter jämförs med ojusterade kvoter i resultatsektionen behövs samma observationer för att göra så. Därför har de justerade extremvärdena tagits bort vilket betyder att samma ojusterade observationer också de försvunnit ur undersökningen, trots att dessa ojusterade värden inte nödvändigtvis är extremvärden.
Utöver ovan nämnda bortfall har även Haldex utdelningstillfälle år 2011 exkluderats ur
undersökningen då bolaget knoppade av ett systerbolag i samband med ex-dagen vilket ledde till ett justerat kursfall på ungefär 40 %, något som givetvis inte kan urskiljas som en ren ex-
dagseffekt.
Totalt har 699 stycken observationer ingått i urvalet. Trots att en del bortfall förekommit bör detta ses som en god approximation av populationen. Datamaterialets validitet bör därför också anses vara hög.
All data har hämtats från den finansiella databasen Thomson Reuters Datastream (betecknas fortsättningsvis Datastream). Vissa kurser och utdelningsbelopp redovisas där i lokala valutor.
4 http://www.swedbank.se/privat/spara-och-placera/aktier/lar-dig-allt-om-aktiehandel/aktieskola/hur-bolagen- klassificeras/index.htm, 2012-05-30
19 Dessa har därför konverterats till svenska kronor genom att hämta aktuella valutakurser från Datastream. I Datastream är aktiekurserna justerade för splittar/omvända splittar, dessvärre gäller inte detta för utdelningsbeloppen. I de fall splittar förekommit har därför ojusterade aktiekurser hämtats från OMXS hemsida. All data i stort har också kontrollerats genom stickprovshämtningar från OMXS hemsida samt berörda företags årsredovisningar.5 Efter att all data insamlats har den sammanställts i Excel där de mest grundläggande
beräkningarna utförts. Då all data har direktimporterats till Excel från Datastream och sedan sammanställts genom Excelkodning borde det inte finnas tvivel i att all data är korrekt. Vissa lättare beräkningar har utförts för hand men dessa har kontrollerats noga och reliabiliteten bör därför vara god.
De mer avancerade statistiska beräkningarna har sedan utförts i statistikprogrammet Minitab.
Samtliga observationer per lista och år presenteras i Tabell 2 nedan:
Tabell 2, Observationer
Lista 2007 2008 2009 2010 2011 Alla år
Large Cap 45 50 45 50 53 243
Mid Cap 36 47 38 42 41 204
Small Cap 47 53 51 47 54 252
Alla bolag 128 150 134 139 148 699
Som kan avläsas i Tabell 2 uppvisar samtliga år och listor en ganska jämn fördelning av
observationer vilket anses behövas för att finna tillförlitlighet i resultaten. Mid Cap har totalt sett minst antal observationer men skillnaderna är ändå så pass små att detta inte ska påverka resultaten nämnvärt.
5http://www.nasdaqomxnordic.com
20
3 Resultat och diskussion
I Tabell 3 nedan presenteras hur mycket kursen i snitt faller i jämförelse med utdelningen samt hur stor överavkastning som är möjlig, detta för alla observationer tillsammans samt lista för lista. Dessutom visas standardavvikelserna (betecknas ”St.av”) för respektive medelvärde.
Tabell 3, Medelvärden av kursfallskvot (Ω) samt överavkastning (Π) med respektive standardavvikelser, sorterade lista för lista
Kursfallskvot (Ω) Överavkastning (Π)
Lista N Medelvärde St.av Medelvärde St.av
Large Cap 243 0,703 (0,744) 0,872 (1,029) 0,79 % (0,82 %) 2,27 % (2,52 %) Mid Cap 204 0,594 (0,653) 0,890 (1,219) 1,23 % (1,20 %) 2,35 % (2,58 %) Small Cap 252 0,560 (0,582) 0,938 (1,008) 1,32 % (1,26 %) 2,74 % (2,87 %) Alla bolag 699 0,620 (0,659) 0,902 (1,081) 1,11 % (1,09 %) 2,48 % (2,67 %)
Ojusterade värden inom parantes
Kursfallskvoten (Ω) beräknas enligt ekvation (3) Överavkastningen (Π) beräknas enligt ekvation (6)
Kursfallskvoten (Ω) som räknats ut enligt ekvation (3) visar att kurserna i snitt faller med 62,0 % av utdelningsbeloppet, vilket skapar en möjlig överavkastning på 1,11 % (som räknats ut enligt ekvation (6) alternativt (8)). Tabell 3 visar också att resultaten skiljer sig mellan listorna. För Large Cap-bolagen blir kursfallet 70,3 %, för Mid Cap 59,4 % och för Small Cap 56,0 %. Kursfallet blir alltså störst för de största bolagen och minst för de minsta bolagen. Detta medför således att möjlighet till störst överavkastning råder hos de mindre bolagen, vilket också presenteras i den högra medelvärdeskolumnen. Att de mindre bolagen uppvisar störst överavkastning är också förenligt med vad Sandpearl & Lind (2011) kom fram till. Däremot skiljer sig denna studies resultat från deras på andra sätt. Dels redovisas här en positiv ex-dagseffekt för Large Cap- gruppen och dels är spridningen i resultaten inte lika extrema i denna studie. Eftersom i stort sett samma metod tillämpats borde inte skillnaderna ha blivit så omfattande. Eventuellt kan användandet av olika index spelat in, alternativt metodskillnaden i betats uträkning. Att dessa två faktorer påverkat resultatskillnaderna så pass mycket anses dock osannolikt.
En potentiell anledning till att Small Cap-bolagen uppvisar större effekter än de större bolagen kan bottna i de lägre handelsvolymerna som Small Cap i större utsträckning karaktäriseras av. De mindre volymerna skulle därför kunna vara en källa till eventuella marknadsimperfektioner där kurserna inte lika snabbt hinner justeras med hela utdelningsbeloppet. Den observation med högst överavkastning hade exempelvis endast 26 stycken avslut under ex-dagen, vilket kan jämföras med Hennes & Mauritz som samma dag hade 3 420 stycken avslut.
21 Standardavvikelsen för samtliga kursfallkvoter är 90,2 % vilket tyder på relativt stor variation i observationsvärdena. Standardavvikelserna mellan handelslistorna skiljer sig inte nämnvärt där Small Cap har den högsta, 93,8 %. Eftersom överavkastningen bestäms av kursfallskvoten uppvisar överavkastningarnas standardavvikelser per definition liknande samband som kursfallskvotens standardavvikelser.
De ojusterade värdena som presenteras inom parenteser i Tabell 3 indikerar att kursfallskvoten, med alla bolag inkluderade, blir större än den justerade. Det ojusterade värdet blir 65,9 % vilket medför en överavkastning på 1,09 %. Den ojusterade totalkvoten uppvisar alltså en
överavkastning som är 0,02 procentenheter mindre än den justerade, en till synes försumbar siffra. De ojusterade värdena visar också något högre standardavvikelser där skillnaden mellan den justerade och ojusterade är 17,9 procentenheter. Detta antas dock ha en logisk förklaring då de extremvärden som exkluderats ur studien var justerade värden. De eventuellt ojusterade extremvärdena ingår således vilket drar upp standardavvikelserna för dessa.
I Tabell 4 presenteras kursfallet i jämförelse med utdelningen samt överavkastningen, nu sorterade år för år. Till höger om respektive medelvärde redovisas även standardavvikelserna.
Tabell 4, Medelvärden av kursfallskvot (Ω) samt överavkastning (Π) med respektive standardavvikelser, sorterade år för år
Kursfallskvot (Ω) Överavkastning (Π)
År N Medelvärde St.av Medelvärde St.av
2007 128 0,494 (0,477) 0,861 (0,944) 1,29 % (1,28 %) 2,19 % (2,39 %) 2008 150 0,634 (0,620) 0,748 (0,742) 1,39 % (1,46 %) 2,45 % (2,55 %) 2009 134 0,578 (0,512) 0,969 (0,992) 1,28 % (1,67 %) 2,95 % (3,09 %) 2010 139 0,628 (0,940) 1,098 (1,638) 0,86 % (0,34 %) 2,74 % (3,05 %) 2011 148 0,743 (0,726) 0,802 (0,830) 0,73 % (0,72 %) 1,94 % (1,94 %)
Alla år 699 0,620 (0,659) 0,902 (1,081) 1,11 % (1,09 %) 2,48 % (2,67 %)
Ojusterade värden inom parantes
Kursfallskvoten (Ω) beräknas enligt ekvation (3) Överavkastningen (Π) beräknas enligt ekvation (6)
Tabell 4 visar att de justerade totalkvoterna per år skiljer sig något. I synnerhet 2007 års
observationer visar på störst ex-dagseffekt med ett kursfall på endast 49,4 %. Störst kursfallskvot och således minst ex-dagseffekt är 2011 års observationer där kursfallet är 74,3 % av
utdelningsbeloppet. I övrigt är resultaten ganska samlade kring 60 %.
22 De ojusterade kursfallskvoterna ligger i samtliga fall nära de justerade med undantag för år 2010 där skillnaden är hela 31,2 procentenheter. Även standardavvikelserna är höga för detta år vilket tyder på en del extrema ojusterade värden. 2010 års ojusterade standardavvikelse påverkar också den totala ojusterade standardavvikelsen, bortser man från detta år är den totala standardavvikelsen cirka 89 % vilket näst intill motsvarar den justerade standardavvikelsen för samtliga observationer. Till följd av 2010 års höga ojusterade kursfallskvot blir överavkastningen detta år endast 0,34 %. Det är fortfarande en positiv effekt men klart den minsta av samtliga undersökningsår.
Genom att utföra hypotestest kan resultat säkerställas med olika graders signifikans.
För att kunna utföra ett hypotestest med t- eller Z-värden krävs att datamaterialet är
normalfördelat. Som Diagram 2 illustrerar är fördelningen inte fullt normal. Körner & Wahlgren (2000) beskriver dock att ett tillräckligt stort stickprov kan antas vara ungefär normalfördelat oavsett fördelningen. Detta förklaras av den centrala gränsvärdessatsen.
Diagram 2, Histogram med normalfördelningslinje
De resultat som i Tabell 5 har hypotesprövats är kursfallskvoterna för samtliga observationer tillsammans, samt kursfallskvoterna för samtliga undersökningsår. I bilaga 1 och 2 återfinns fullständiga hypotesprövningar över samtliga listor och år. Testen är tvåsidiga och
konfidensintervallet som använts är 95 %. De uppställda hypoteserna är:
H₀ Kursfallsk Ω) = 1 H : Kursfallsk Ω) ≠
23 Tabell 5, Hypotesprövning av kursfallkvoter (Ω), år för år
År N Ω Z-värde P-värde Hₒ
2007 128 0,494 (0,477) -6,66 (-6,28) 0,000 (0,000) Förkastas (Förkastas) 2008 150 0,634 (0,620) -5,99 (-6,27) 0,000 (0,000) Förkastas (Förkastas) 2009 134 0,578 (0,512) -5,04 (-5,69) 0,000 (0,000) Förkastas (Förkastas) 2010 139 0,628 (0,940) -3,99 (-0,43) 0,000 (0,668) Förkastas (Accepteras) 2011 148 0,743 (0,726) -3,90 (-4,02) 0,000 (0,000) Förkastas (Förkastas)
Alla år 699 0,620 (0,659) -11,16 (-8,33) 0,000 (0,000) Förkastas (Förkastas)
Ojusterade värden inom parantes
Kursfallskvoten (Ω) beräknas enligt ekvation (3)
Hypotesprövningen visar ett starkt signifikant resultat och att samtliga nollhypoteser därför förkastas när det gäller de justerade värdena. Samtliga ojusterade värden förkastas även dem med undantag för år 2010 där, som tidigare diskuterades, stora variationer samt extremvärden skapar osäkerhet i resultatet. P-värdet, som enkelt förklarat visar sannolikheten att man ska observera ett minst lika extremt värde givet att nollhypotesen är sann, är obefintligt. Således ges det starkaste stödet för mothypotesen. Även detta gäller i samtliga fall utom för den ojusterade kvoten år 2010 vars P-värde är 0,668. Ju mer ett Z-värde avviker från 0, ju starkare stöd för mothypotesen. För att nollhypotesen i detta test skulle kunna ha accepterats krävdes ett Z-värde mellan -1,96 och 1,96. Den primära anledningen till att Z-värdet är så pass mycket större i testet för samtliga observationer (Z = -11,16) förklaras av att antalet observationer där är många fler, något som stärker det testets resultat. Eftersom ex-dagseffekten är större år 2007 än för år 2011 är också Z-värdet större för år 2007.
Allmän diskussion
Eftersom denna studie inte tagit hänsyn till att alternativa placeringsformer, så som
kapitalförsäkringar, kan leda till en asymmetri i skattesatserna av kapitalvinster och utdelningar måste också en reservering göras att resultaten eventuellt kan ha påverkats av sådana
tillämpningar. Detsamma gäller för placerare som har möjlighet att kvitta vinster med förluster och på så sätt få en skattesats på kapitalvinsten som är lägre än 30 %.
Ytterligare en utomliggande faktor som kan förklara ex-dagseffekten är det faktum att företagens bolagsstämmor infaller dagen innan ex-dagen. Om viktig information publicerats under denna dag kan det i stor utsträckning också ha påverkat resultatet i denna studie. Detta är också något som Claesson (1987) tar upp. Det var däremot aldrig aktuellt att i denna studie inkludera en sådan faktor i modellen, främst på grund av den höga grad av komplexitet ett sådant arbete skulle medföra. Som tidigare nämnts har dock de mest extrema värdena
24 exkluderats ur undersökningen för att minska risken att information från bolagsstämman
påverkat resultatet.
Resultatet i denna studie är också förenligt med tidigare studiers resultat, det vill säga att kursen faller med mindre än utdelningen. Den justerade kvoten på 62,0 % är något mer extrem än vad exempelvis Claesson (1987) med 96 % och Efthymiou & Leledakis (2011) med 78 % observerar.
Samtidigt finner Frank & Jagannathan (1998) med 43 % och Daunfeldt (2002) med 48 % större ex-dagseffekter än vad som har kunnat påvisas i denna studie. Eftersom metod och
marknadsstrukturer skiljer sig mellan studierna är det dock rimligt att resultaten varierar.
Om man praktiskt applicerar denna metod i verkligheten måste man ha i åtanke att
transaktionskostnader spelar in. Courtaget, som aktiemäklaren tar ut i avgift både vid köp- och säljtillfället, varierar mellan mäklare. För att kunna exemplifiera antas dock nedan ett rörligt courtage till 0,15 % per affär samt ett fast courtage till 39 kronor. Om en placerare endast investerar i Small Cap bolag (som enligt resultatet genererar störst överavkastning med 1,32 %) och placerar 10 000 kronor per utdelningstillfälle blir avkastningen efter courtage följande:
Courtage, köp: (10 000 0,0015) + 39 = 54 kronor Avkastning på innehavet: 0,0132 10 000 = + 132 kronor Courtage, sälj: (10 132 0,0015) + 39 = 54 kronor Avkastning efter c ur age 32 108 = + 24 kronor
Observera också att om man ska applicera detta på samtliga Small Cap-bolag över ett år blir det runt 50 stycken placeringar, detta ger förvisso en överavkastning på cirka 1 200 kronor (24 50) men kräver också att man investerar totalt 500 000 kronor (10 000 50). Då utdelningar i Sverige framför allt sker under våren finns dessutom risken att man under samma dag måste investera 10 000 kronor i flera bolag samtidigt, detta i de fall flera aktier under samma dag handlas inklusive rätt till utdelning för sista gången. Det krävs således kapitalstarka placerare för att på ett förtjänstfullt sätt kunna praktisera ex-dagseffekten.
Tar man även hänsyn till 30 % i vinstskatt försvinner, enligt exemplet ovan, även drygt 7 kronor i skatt vilket ger en nettoavkastning efter courtage på knappt 17 kronor. Procentuellt medför detta ungefär 0,17 % avkastning på det investerade kapitalet. Således försvinner 1,15
procentenheter av överavkastningen (1,32 % - 0,17 %) när man räknar in transaktionskostnader samt vinstskatt. Transaktionskostnader decimerar uppenbarligen en stor del av den
överavkastning som initialt är möjlig. Det är däremot inte säkert att större aktörer på marknaden finner detta som ett problem då dessa vanligtvis handlar till mycket lägre transaktionskostnader, procentuellt räknat.
25
4 Slutsats
Denna studies huvudsakliga syfte var att studera huruvida svenska aktiekurser på OMXS åren 2007-2011 sjunker i paritet med utdelningarna, justerat för företagsrisk samt
marknadsfluktueringar under ex-dagen. Det justerade resultatet visar att aktiekurser i snitt faller med 62,0 % av utdelningsbeloppet. Detta skapar möjligheter för placerare att generera en systematisk överavkastning på 1,11 % under ex-dagen. De ojusterade värdena visar på mindre effekter där kursfallskvoten på 65,9 % gör det möjligt till en överavkastning på 1,09 %.
Att ojusterade värden uppvisar mindre ex-dagseffekter är också något som tidigare studier uppmärksammat. Dasilas (2009) fick exempelvis en justerad kursfallskvot som var 29,7 procentenheter mindre än den ojusterade vilket betyder att den justerade kvoten således uppvisade större ex-dagseffekt. Eades m.fl. (1984) menade också att aktiekurser tenderar att gå upp innan ex-dagen för att sedan falla efter ex-dagen. Såvida denna studies modell fungerar korrekt tyder detta på att kurserna faller under dagen och därefter närmar sig ett kursfall i paritet med utdelningsbeloppet. Som ovan nämndes är dock skillnaderna små, så pass små att skillnaden eventuellt bara förklaras av slumpartad variation.
Resultaten tycks emellertid också skilja sig mellan de tre aktielistorna, där Large Cap-bolagen som grupp uppvisar minst ex-dagseffekt medan störst överavkastning är möjlig hos Small Cap- bolagen. Skillnaderna mellan listorna är tämligen små där överavkastningen för Large Cap är 0,53 procentenheter mindre än för Small Cap.
Även årsvis skiljer sig resultaten. Störst ex-dagseffekt är möjlig år 2007 medan det senaste undersökta året 2011 uppvisar den minsta effekten. Däremellan ligger kursfallskvoten runt en stabil nivå på cirka 60 %. Eftersom det inte finns något tydligare samband än så kan det inte med säkerhet sägas att ex-dagseffekten har minskat med tiden. Fem år är inte heller någon lång undersökningsperiod, Bali & Hite (1998) hade exempelvis en undersökningsperiod på 32 år. Att denna studies resultat skulle skilja sig år för år till följd av slumpmässiga variationer bör därför inte uteslutas.
Den höga justerade standardavvikelsen, samtliga observationer inkluderade, på 90,2 % indikerar att kurserna sjunker med mycket varierande styrkor och även om en total ex-dagseffekt har konstaterats skapar den höga standardavvikelsen en viss osäkerhet kring att applicera modellen praktiskt. Detta då en hel del observationer uppvisat negativa ex-dagseffekter, det vill säga att kursen fallit med mer än utdelningsbeloppet. Det tycks heller inte finnas något starkt samband kring vilka sorts observationer som detta gäller. Även en ansenlig mängd Small Cap-
observationer gav negativa ex-dagseffekter trots att dessa små bolag som grupp hade störst ex- dagseffekt vilket indikerar svårigheten i att använda modellen empiriskt. Campbell & Beranek (1955) upplyste också att de höga standardavvikelserna skapar en svårhanterlig situation där det näst intill är omöjligt att generera överavkastningar såvida man inte handlar vid extremt många utdelningstillfällen. Den här studien fick förvisso ett mer avvikande resultat än Campbell &
26 Beranek (1955), vilket medför större överavkastningar. Således styrker detta resultat att färre avslut behöver göras för att åstadkomma systematisk överavkastning till följd av de större avkastningsmarginalerna.
Om man ska applicera modellen i empirin bör man inte investera i exempelvis en indexfond som inrymmer samtliga tillgångar på marknaden. Eftersom de mindre bolagen genererar större överavkastningar skulle en aktiv investeringsfilosofi där man endast investerar i mindre bolag maximera överavkastningsmöjligheterna, även om transaktionskostnaderna till stor del decimerar den överavkastning som initialt är möjlig.
Vid förslag på fortsatt forskning rekommenderas att med ny data undersöka om Nasdaq OMX Stockholm fortsättningsvis uppvisar ex-dagseffekter. Eventuellt behöver inte modellen justeras för marknadsrörelser under ex-dagen då denna studies justerade och ojusterade resultat skiljde sig föga. Istället anses det största intresset ligga i att undersöka varför en ex-dagseffekt uppstår.
Genom att utöka modellen med nödvändiga variabler skulle därför även hypoteserna kring exempelvis ”short term trading” samt marknadens mikrostrukturer kunna testas. Då denna studie funnit ett visst samband kring ex-dagseffektens storlek och storleken på bolagen skulle även en mer precis undersökning eventuellt kunna styrka detta, exempelvis genom att dela upp bolagen i mindre grupper sorterade efter bolagsstorlek för att sedan analysera om ett samband råder. Med tanke på att aktiehandeln på senare år blivit allt mer datoriserad skulle även en studie där så kallade aktierobotars beteende under ex-dagen vara intressant att iaktta, samt om dessa på något sätt påverkar resultaten.
27
Referenser
Alm, K. & Arefjäll, M. (1999), ”Arbitrage possibilities on the ex-dividend day”, Masteruppsats, Handelshögskolan vid Göteborgs universitet.
Bali, R. &Hite, G. (1998), ”Ex dividend day stock price behavior: Discreteness or tax-induced clienteles?”, Journal of Financial Economics 47, 127–159.
Blau, B., Fuller, K. & Van Ness, R. (2010), ”Short selling around dividend announcements and the ex-dividend days”, Journal of Corporate Finance 17, 628-639.
Boyd, J. & Jagannathan, R. (1994), “Ex-dividend price behavior of common stocks”, Review of financial studies 7, 711-741.
Brav, A., Graham, J., Harvey, C. & Michaely, R. (2005), “Payout policy in the 21st century”, Journal of financial economics 77, 483-527.
Campbell, J. & Beranek, W. (1955), ”Stock price behavior on ex-dividend dates”, Journal of Finance 10, 425-429.
Claesson, K. (1987), ”Effektiviteten på Stockholms Fondbörs”, Doktorsavhandling, Handelshögskolan i Stockholm, 178-203.
Dasilas, A. (2009), “The ex-dividend day stock price anomaly: Evidence from the Greek stock market”, Financial Markets and Portfolio Management 23, 59-91.
Daunfeldt, S-O. (2002), ”Tax policy changes and ex-dividend behavior: The case of Sweden”, EFA 2002 Berlin meetings presented paper.
Eades, K., Hess, P. & Kim, H. (1984), ”On interpreting security returns during the ex-dividend period”, Journal of Financial Economics 13, 3-34.
Efthymiou, V. & Leledakis, G. (2011), ”The price impact of the disposition effect on the ex- dividend day of NYSE and AMEX common stocks”, Athens University of Economics and Business.
Elton, E. & Gruber, M. (1970), “Marginal stockholder tax rates and the clientele effect”, Review of Economics and Statistics 52, 68-74.
Fama, E. (1970), “Efficient capital markets: A review of theory and empirical work”, Journal of Finance 25, 383-417.
Fama, E. (2011), “My life in finance”, Annual Review of Financial Economics 3, 1-15
Farinha, J. & Soro, M. (2005), “Ex-dividend pricing, taxes and arbitrage opportunities: The case of the Portuguese stock exchange”, Research Center on Industrial, Labour and Managerial
Economics.
28 Frank, M. & 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 47, 161-188.
Graham, J., Michaely, R. & Roberts, M. (2003), ”Do price discreteness and transactions costs affect stock returns? Comparing ex-dividend pricing before and after decimalization”, Journal of Finance 58, 2611-2635.
Hillier, D., Ross, S., Westerfield, R., Jaffe, J. & Jordan, B. (2010), Corporate Finance, McGraw Hill Higher Education.
Kalay, A. (1982), “The ex-dividend behavior of stock prices: A re-examination of the clientele effect”, Journal of Finance 37, 1059-1070.
Körner, S. & Wahlgren, L. (2000), Statistisk Dataanalys, Lund: Studentlitteratur.
Lakonishok, J. & Vermaelen, T. (1986), ”Tax-induced trading around ex-dividend days”, Journal of Financial Economics 16, 287-319.
Lasfer, A. (1995), ”Ex-day behaviour: Tax or short-term trading effects”, Journal of Finance 50, 875-897.
Miller, M. & Modigliani, F. (1961), “Dividend policy, growth, and the valuation of shares”, Journal of Business 34, 411-433.
Sandpearl, S. & Lind, P. (2011), ”Ex-dagseffekten på OMX Stockholm”, Magisteruppsats, Uppsala universitet.
Scruggs, J (2007), ”Noise trader risk: Evidence from the siamese twins”, Journal of Financial Markets 10, 76-105.
Sharpe, W. (1964), “Capital asset prices: A theory of market equilibrium under conditions of risk”, Journal of Finance 19, 425-442.
Shefrin, H. & Statman, M. (1985), ”The disposition to sell winners too early and ride losers too long: Theory and evidence”, Journal of Finance 40, 777-790.
Shleifer, A. (2000), Inefficient markets, Oxford: Oxford University Press.
Shleifer, A. & Summers, L. (1990), ”The noise trader approach to finance”, Journal of Economic Perspectives 4, 19-33.
Yahyaee, K., Pham, T. & Walter, T. (2008), “Ex-dividend day behaviour in the absence of taxes and price discreteness”, International Review of Finance 8, 103-123.
