A NALYSE MUTIVARIEE ET DISCUSSION DES RESULTATS

Afin de tester simultanément les hypothèses multiples qui expliquent les rendements anormaux du marché, une régression multivariée est menée sur trois échantillons : l’ensemble des 134 annonces, les 61 annonces de dettes bancaires et les 73 annonces de dettes obligataires. Les résultats de cette analyse sont présentés en premier (3.3.1), l’ensemble est discuté par la suite (3.3.2).

3.3.1. Analyse multivariée

L’analyse en coupe instantanée de l’ensemble des variables étudiées permet de mesurer la robustesse des tests individuels déjà menés. En effet, d’un côté, le recours à des variables dummy permet d’utiliser l’ensemble de l’échantillon et d’éviter les problèmes liés aux données manquantes ; d’un autre côté, la régression permet d’effectuer des tests joints de l’ensemble des variables étudiées. Les rendements anormaux cumulés par titre (RAC), sur la fenêtre L₂ (intervalle [-7 ;+7]), constituent la variable dépendante. La forme générale du modèle de régression est la suivante :

i i i i i B B X RAC = 0 +

∑

ε

où RAC_i est le rendement anormal cumulé du titre i sur la fenêtre L₂, B_i sont les coefficients de la régression, X_i les variables explicatives et ε_i le terme d’erreur de moyenne nulle.

Pour corriger l’hétérocédasticité des rendements des titres en coupe instantanée, les variables dépendantes et indépendantes sont divisées par l’écart type des rendements anormaux (s_i) estimés par le modèle de marché sur la période d’estimation135. Les rendements anormaux cumulés standardisés (RACS_i) sont régressés à travers le modèle révisé suivant¹³⁶ :

i i i i i i i i s s X B s B RACS ₌ 0 ₊

∑

ε

135 Cette méthode, qui permet de tenir compte du changement de la variance et des problèmes l’hétérocédasticité durant la période d’événement, a été proposée par Boehmer, Musumeci et Poulsen (1991) et a également été appliquée lors de l’étude d’événement (cf. annexe 5).

136 Ce modèle suppose les hypothèses suivantes : l’espérance mathématique de l’erreur est nulle, la variance de l’erreur est constante quelque soit i (homoscédasticité), les erreurs sont non corrélées (ou indépendantes), l’erreur est indépendante des variables explicatives et les variables explicatives ne sont pas colinéaires.

Les variables indépendantes qui permettent d’estimer ce modèle sont dichotomiques ou continues. Trois variables dichotomiques ont été retenues : type de prêteur prend la valeur 1 si le prêteur est une banque, 0 si c’est le marché ; nombre de prêteur est égal à 1 si l’emprunt est syndiqué, 0 sinon ; stade de l’emprunt a la valeur 1 s’il s’agit d’un renouvellement d’emprunt et 0 dans le cas d’un nouveau prêt. Quatre variables continues ont également été choisies : maturité de l’emprunt renvoie au nombre d’années jusqu’à l’échéance de l’emprunt ; montant de l’emprunt est le montant de la dette bancaire ou obligataire émise rapporté au logarithme de la capitalisation boursière de l’entreprise emprunteuse ; taille de l’emprunteur est approchée par le logarithme de la capitalisation boursière de la firme emprunteuse à la date de clôture de l’exercice comptable qui précède immédiatement l’annonce ; taux d’endettement de l’emprunteur est donné par le ratio des dettes totales sur l’actif total de la société qui a contracté l’emprunt toujours à la date de clôture de l’exercice comptable qui précède l’annonce.

Les résultats de la régression figurent dans le tableau (3.3)¹³⁷. Ils sont très proches de ceux obtenus par les études empiriques antérieures. De surcroît, ils demeurent inchangés, même après l’introduction de variables de contrôle supplémentaires. Tout d’abord, si on considère l’ensemble de l’échantillon, et selon la régression (1), les RACS semblent positivement liés à la maturité de l’emprunt et négativement liées à la taille de l’emprunteur (résultats statistiquement significatifs au seuil de 5%). Cependant, les coefficients de la régression de ces variables sont faibles (respectivement 0,004 et -0,004). Le coefficient de la régression lié à la variable type de prêteur est relativement plus élevé, mais n’est pas significatif. Ceci confirme donc les résultats obtenus à travers l’étude d’événements, à savoir que le marché réagit positivement aux annonces de dettes bancaires, mais de façon non significative. L’introduction de variables de contrôle, telles que le montant de l’emprunt ou le taux d’endettement de l’emprunteur, dans la régression (2) ne modifie pas les résultats obtenus. L’étude de l’échantillon de dettes obligataires produit sensiblement les mêmes résultats que ceux obtenus sur l’ensemble de l’échantillon, mais de manière moins significative : selon la régression (3), les RACS sont positivement et significativement liés à la maturité de l’emprunt, et négativement liées à la taille de l’emprunteur. L’introduction de variables de contrôle dans la régression (4) n’a pas d’impact sur les résultats obtenus¹³⁸.

137 Etant donné les hypothèses émises, la méthode des Moindres Carrés Ordinaires (MCO) permet d’estimer les coefficients du modèle. Pour l’ensemble des modèles estimés, l’hypothèse d’homoscédasticité a été infirmée et encore corrigée à partir de la procédure proposée par White (1980) et celle liée à la non corrélation des erreurs a été vérifiée par le test de Breush-Godfrey.

138 Plusieurs autres études d’événements ont également été menées sur l’échantillon de dettes obligataires, en constituant un certain nombre de sous-échantillons selon différents critères. Mais les résultats obtenus ne

Enfin, l’analyse multivariée de l’échantillon de dettes bancaires permet de tester simultanément les hypothèses prédites par les études d’événements. Les régressions (5) et (6) montrent que, lorsque tous les facteurs sont pris en compte simultanément, la seule variable significative du modèle est celle liée au nombre de prêteur. De même que Lummer et McConnell (1989) et Slovin et al. (1992), les coefficients des autres variables mis en évidence par le modèle de régression ne sont pas significatifs.

Tableau 3.3

Analyse en coupe instantanée - les déterminants des RACS

L’analyse de régression est menée sur trois échantillons successivement (la taille de ces échantillons est donnée à la dernière ligne du tableau). Deux spécifications sont proposées à chaque fois. La significativité des coefficients est mesurée par le t de Student et figure entre parenthèses. L’avant dernière ligne du tableau donne les résultats du test de la qualité d’ajustement des modèles139.

Echantillon total ^Echantillon

de dettes obligataires Echantillon de dettes bancaires Variables explicatives (1) (2) (3) (4) (5) (6) Type de prêteur 0.0181 0.025 (1.377) (1.558) Nombre de prêteur 0.027* 0.030* (1.771) (1.793) Stade de l’emprunt 0.000 -0.000 (0.019) (-0.017) Maturité de l’emprunt 0.004** 0.004*** 0.004* 0.004* 0.006 0.008 (2.242) (2.340) (1.793) (1.832) (0.494) (0.653) Montant de l’emprunt -0.018 -0.044 -0.012 (-0.822) (-0.478) (-0.568) Taille de l’emprunteur -0.004** -0.005* -0.004 -0.005 -0.003 -0.003 (-1.975) (-1.948) (-1.476) (-1.321) (-1.272) (-0.982) Tx d’endettement de l’emprunteur 0.000 0.000 -0.000 (0.177) (0.144) (-0.361) C 0.619 0.847 1.057 1.332 0.089 0.336 (0.786) (0.995) (0.839) (0.938) (0.088) (0.304) R2 0.042 0.048 0.048 0.051 0.085 0.094 Nombre d’observations 134 134 73 73 61 61 */**/*** significatif au seuil de 10% / 5% / 1%

montrent pas de différences entres les groupes et ne permettent pas de déceler des tendances particulières. Ils ne sont donc pas présentés ici.

139 Les R2 obtenus ici sont relativement faibles et témoignent d’une mauvaise qualité d’ajustement du modèle (malgré les nombreuses spécifications et variables explicatives essayées). Cela semble en fait caractériser ce genre l’étude, puisque des R2 d’amplitudes similaires (et même généralement inférieures) ont été reportés par les travaux de référence dans ce domaine. A savoir : James (1987) reporte un R2 de 0,05, Lummer et McConnel (1989) des R2 variant de 0,02 à 0,03, Slovin et al. (1992) des R2 allant de 0,01 à 0,10, Best et Zhang (1993) des R2 de 0,03 à 0,06, Billet et al. (1995) des R2 de 0,0001 à 0,017, etc.

3.3.2. Discussion des résultats

Globalement, cette étude montre que le marché français réagit positivement à l’annonce d’une dette bancaire, mais que cette réaction n’est pas statistiquement significative à toutes les dates. Les résultats obtenus ne remettent pas complètement en cause le signal émis par la dette bancaire, mais présentent des amplitudes et des significativités bien en dessous de celles des premières études sur le sujet (James, 1987 ; Lummer et McConnell, 1989 ; etc.). Il est possible d’avancer deux explications à la réaction modéré du marché français aux annonces d’emprunts bancaires : la première est que les informations transmises par les décisions de prêts bancaires auraient moins de valeur ; la seconde est que les informations transmises n’auraient de la valeur que sous certaines conditions liées aux caractéristiques de l’emprunt.

Le premier argument renvoie à deux explications développées lors du chapitre précédent, à savoir que le marché valorise moins les informations transmises par les banques puisqu’il dispose de sources d’informations alternatives sur les sociétés dans lesquelles il souhaite investir, et puisqu’il soupçonne un manque d’incitation de la part des banques à évaluer et à contrôler les sociétés qu’elles financent.

Tout d’abord, il semble que le développement des NTIC, les mesures règlementaires et l’apparition d’autres intermédiaires financiers ont réduit les asymétries d’information entre les différents acteurs et ont contribué à une meilleure transparence sur les marchés financiers (Allen et Santomero, 2001 ; Rajan, 2005 ; Fields et al., 2006). Si on considère que les marchés financiers sont devenus parfaits¹⁴⁰, que les émissions se réalisent sans coûts et dans un contexte d’informations symétriques, on rejoint alors l’hypothèse de Modigliani et Miller (1958) de la non pertinence des choix d’endettement. L’endettement auprès des banques ou auprès des marchés étant dans ce cas parfaitement substituables, l’investisseur rationnel n’a dès lors aucune raison de préférer un type de produit à l’autre. L’hypothèse d’efficience des marchés, moins radicale, suppose que le système des prix assure une large transparence des informations en les incorporant dans les prix, au fur et à mesure qu’elles sont disponibles141.

140 L’hypothèse de marchés parfaits suppose que les investisseurs bénéficient d’une information complète et sans coût, ainsi que de prévisions certaines. Ils sont donc placés théoriquement dans des conditions égales qui permettent à chacun d’entre eux de formuler des choix immédiats ou inter temporels optimaux.

141 L’hypothèse d’efficience des marchés suppose que les investisseurs sont, à tout moment, à la recherche d’opportunités d’arbitrage et de tout effet permanent ou temporaire des prix. Il en résulte une concurrence pour capturer les gains. Ces anticipations éliminent le mouvement de prix car toute l’information pertinente est,

Sans aller jusqu’à vérifier l’hypothèse d’efficience, il est clair que si les marchés disposent d’informations suffisantes sur les opportunités d’investissement, ils n’ont pas besoin de calquer leurs décisions sur celles des banques. L’argument est encore plus prononcé lorsqu’on considère les annonces émanant des grandes entreprises (ce qui est le cas ici) : celles-ci étant plus connues du marché (Arbel et al., 1983 ; Atiase, 1985), la décision de prêt bancaire véhicule moins d’informations à leur égard (cet argument sera développé dans la suite).

De surcroît, l’information transmise par les décisions de prêts bancaires peut être relativisée par le marché, compte tenu de la remise en cause du rôle de production d’informations par les banques. En effet, pour que les investisseurs perçoivent un signal lors d’annonces d’emprunts bancaires, il faut qu’ils partagent la croyance (et même la conviction) que la décision des banques d’octroyer (ou de renouveler) un emprunt à une entreprise est fondée sur une information privée favorable et sur un contrôle constant de l’emprunteur. Mais l’intensité de l’effort fourni par les banques dans ce domaine peut être sujet à un aléa moral (Udell, 1989 ; Gorton et Pennachi, 1995 ; Holmström et Tirole, 1997) et donc remise en cause. Si, finalement, les banques sont amenées à proposer des financements transactionnels, dans lesquels les crédits seraient standardisés et les relations relativement ponctuelles et assez peu personnalisées, elles offriraient alors peu de valeur aux entreprises emprunteuses (en termes d’évaluation, d’expertise et de contrôle) et aux marchés qui les observent (en termes d’information). Ce manque d’incitation des banques est surtout valable lorsqu’elles opèrent dans un environnement fortement concurrentiel (Chan, Greenbaum et Thakor, 1986 ; Greenbaum et Thakor, 1993 ; Dewatripont et Maskin, 1995 ; Amable et Chatelain, 1995 ; Freixas, 2005 ; Hauswald et Marquez, 2006) et lorsqu’elles ont atteint des tailles critiques (Stein, 2002 ; Brickley, Linck et Smith, 2003 ; DeYoung, Hunter et Udell, 2004). Or le secteur bancaire français est considéré comme relativement concurrentiel (cf. chapitre préliminaire). De plus les entreprises étudiées ici ont des tailles importantes et seraient donc essentiellement financées par les grandes banques (Cole, Goldberg et White, 2004 ; Berger, Miller, Petersen, Rajan et Stein, 2005 ; Carter, McNulty et Verbrugge, 2005).

dès sa publication, incorporée dans les cours. Mais l’hypothèse d’efficience fait l’objet d’un relâchement avec la différenciation proposée par Fama (1965, 1970, 1991) entre différentes formes d’efficience. Les cours peuvent être supposés incorporer l’ensemble de l’information disponible (forme faible). Ils peuvent être censés intégrer l’ensemble des informations présentes et prévisionnelles (forme semi forte). Enfin, les cours peuvent être supposés intégrer l’ensemble des informations présentes et prévisionnelles, sans qu’aucun intervenant sur le marché ne dispose d’informations privilégiées (forme forte).

A ce premier argument, qui relativise la valeur de l’information transmise par les décisions de prêts des banques, on privilégie un second qui conditionne la valeur de cette information à certaines caractéristiques de l’emprunt. En effet, les résultats obtenus suggèrent que, prises dans leur ensemble, les annonces de dettes bancaires ne provoquent pas de rendements anormaux des cours assez significatifs. Cependant, le marché français semble réagir de manière significativement positive lorsque l’annonce concerne le renouvellement d’une dette bancaire, lorsque la dette a une échéance relativement courte et lorsque l’emprunt bancaire est syndiqué. Il semble donc que les banques fournissent au marché français des informations significatives uniquement dans certaines circonstances.

Conformément aux résultats Lummer et McConnell (1989), ce travail montre une réaction positive du marché français à l’annonce de renouvellements de dettes bancaires et une réaction non significative à l’annonce de nouveaux emprunts. Le marché considérerait ainsi que le processus de renouvellement soumet les entreprises à des évaluations périodiques de la part des banques, qui acquièrent des informations privées au cours de la relation de prêt et non à son initiation (Fama, 1985). Le fait que les banques acceptent de renouveler un emprunt serait alors considéré comme un signal sur la capacité des firmes à honorer leurs engagements. Le marché ne prendrait donc pas en compte le cas de soutiens abusifs ou de « contraintes budgétaires atténuées » soulevé par Kornai (1980) et Dewatripont et Maskin (1995). Les résultats obtenus sur le marché français concernant l’effet de signal de la maturité de la dette rejoignent ceux de James (1987) : le marché réagit de manière positive aux annonces de dettes bancaires de maturité relativement courte et, alternativement, de manière non significative aux annonces d’emprunts bancaires de maturité plus longue. Cette réaction reposerait là encore sur une croyance du marché selon laquelle une maturité plus courte et un rang inférieur, associés à un renouvellement hâtif, supposent des évaluations périodiques (Ho et Singer, 1982 ; Easterbrook, 1984) et attestent de la capacité des entreprises emprunteuses à rembourser des créances de rang supérieur et, par là, leur performance (Fama, 1985). Le modèle proposé par Flannery (1986) permet également de comprendre un tel comportement des cours. Par contre, les résultats obtenus quant à l’effet d’annonces d’emprunts syndiqués (ou non) sont différents de ceux trouvés par Preece et Mullineaux (1996) sur le marché américain. En effet, l’étude d’événements montre une réaction fortement positive du marché français aux annonces d’emprunts syndiqués, et non significative aux annonces d’emprunts non syndiqués. L’argument présenté par Preece et Mullineaux (1996) pour justifier leurs résultats repose sur l’idée que les emprunts syndiqués (qui impliquent un nombre plus important de participants) sont plus difficiles à renégocier.

Mais on ne comprend pas bien en quoi cela constituerait un signal positif pour le marché. En effet, les acteurs qui souhaitent juger de l’opportunité d’investir dans une entreprise donnée accordent normalement davantage d’importance aux informations qui révèlent la qualité de la firme ou aux procédures qui permettent de la surveiller, plutôt qu’à la capacité de l’entreprise à renégocier ses emprunts (surtout que la renégociation survient généralement en cas de difficultés). On considère, au contraire, que la syndication, en permettant à un plus grand nombre de banques de participer à l’emprunt, accroît le volume et/ou la qualité de la sélection et du monitoring. En effet, à l’initiation du contrat de prêt, si une firme obtient un emprunt syndiqué, c’est qu’un nombre plus important de banques a jugé que sa situation était favorable. Ensuite, au cours de la relation de prêt, les emprunts syndiqués supposent que toutes les banques qui participent à la syndication mènent des actions de monitoring. Le marché français percevrait donc le signal transmis par les dettes syndiquées comme supérieur, puisqu’il valoriserait le service de sélection et de contrôle offert par un plus grand nombre de prêteurs, au détriment d’une éventuelle souplesse dans le processus de renégociation de l’emprunt.

Cette étude a néanmoins produit des résultats non significatifs concernant les deux dernières hypothèses (formulées dans l’introduction de ce chapitre). Tout d’abord, le fait de partager l’échantillon initial en fonction de différents critères de taille (et même d’âge) des entreprises ne donne pas de rendements significatifs. James (1987), qui a également a tenté différentes mesures de la taille des firmes, n’a pas non plus abouti à des résultats concluants. Ceux de Slovin, Johnson et Glascock (1992) semblent donc particulièrement difficiles à reproduire. Ils reposent pourtant sur une idée largement admise (notamment dans la littérature comptable) selon laquelle les informations relatives aux grandes sociétés, généralement bien connues, ont moins de valeurs que celles liées à des petites entreprises. Les résultats obtenus dans le cadre de la présente étude ne sont pas pour autant surprenants. En effet, malgré les différentes classifications, les entreprises de l’échantillon demeurent toutes grandes, puisqu’elles font partie des 160 plus grandes capitalisations françaises. La seconde hypothèse, inspirée des travaux de Fields, Fraser, Berry et Byers (2006), n’a pas non plus été confirmée. En effet, le fait de partager l’échantillon selon différentes dates d’annonces d’emprunts bancaires (avant 2000/après 2000, avant 2003/après 2003, etc.) n’a rendu aucun rendement significatif (en dépit des évolutions graphiques qui laissent présager des réactions plus importantes aux annonces effectuées avant 2003). Ce résultat reste donc à approfondir sur la base d’un échantillon plus large et plus récent.