Division de nominal et réaction des cours

Les premières études mettant en évidence une réaction positive des cours à l’annonce d’une division d’actions datent des années 50 avec Barker (1956, 1957) puis Johnson (1966). Les travaux de Barker portent sur le NYSE7 avec un échantillon couvrant la période 1951-1955. Afin d’appréhender la réaction des cours, l’auteur calcule pour chaque titre de son échantillon le ratio suivant, et le compare ensuite à celui de l’indice « Standard and Poor’s », en contrôlant pour le secteur auquel l’entreprise appartient :

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Les résultats de Barker (1956) indiquent que le marché réagit favorablement à de tels évènements, notamment pour les entreprises ayant augmenté leur dividende, avec des performances de l’ordre de 15% supérieures à la moyenne de leur secteur sur les années 1951 à 1953 et de l’ordre de 18% entre 1954 et 1955. Par contre, les entreprises ayant diminué leur dividende présentent des performances comparables à celles des entreprises de leur secteur respectif.

Johnson (1966) tente d’approfondir cette analyse en introduisant dans son étude un échantillon de contrôle de 73 entreprises qui n’ont pas divisé leurs titres. Il régresse la rentabilité de l’action autour de la division (sur un an autour de l’opération ou à la même période pour l’échantillon de contrôle) par le dividende distribué, sa variation annuelle, les bénéfices réalisés, la rentabilité de l’indice sectoriel et enfin une variable dichotomique (division ou non). L’auteur met ainsi en évidence une rentabilité excédentaire moyenne d’environ 7% sur l’année 1959 pour les entreprises qui divisent par rapport à l’échantillon de contrôle. Il conclue alors, contrairement à Barker, que la réaction favorable ne peut pas avoir pour seule origine le dividende ou les bénéfices mais aussi l’opération en elle-même, perçue comme une information favorable par le marché.

1.1. Réaction à l’annonce

Un nombre grandissant d’auteurs démontrent ensuite l’existence de rentabilités anormales à l’annonce de divisions de titres, dans des études de plus grande envergure basées sur des méthodologies nouvelles comme les travaux pionniers de Fama, Fisher, Jensen & Roll (1969)8. Il s’agit de la première étude d’évènement basée sur le modèle de marché de Sharpe (1964) pour estimer les rentabilités anormales. Leur article ne porte cependant pas sur l’étude des rentabilités à court terme comme on le voit très souvent dans les travaux actuels utilisant la même méthodologie. Ils analysent les performances boursières sur un échantillon de 940 divisions dont le rapport est supérieur à 25% entre 1927 et 1959. En estimant des rentabilités anormales mensuelles, l’objectif des auteurs est d’étudier la vitesse d’ajustement des cours aux nouvelles informations produites. Ils utilisent

32 une fenêtre d’évènement (ou période d’étude) relativement longue, de 30 mois avant la division à 30 mois après sa réalisation effective. De cette manière, FFJR peuvent étudier non pas la réaction instantanée des cours lors de l’évènement, mais davantage les performances passées et futures des entreprises considérées.

Le modèle de marché9 est différent du CAPM10 dans le sens où celui-ci n’est fondé que sur des constatations empiriques. La rentabilité mensuelle du titre au mois est donc, selon le modèle de marché, fonction de la rentabilité du marché comme suit :

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avec et

est une mesure des conditions générales du marché tirée d’autres travaux antérieurs de Fisher (1966), c’est une sorte de rentabilité moyenne de toutes les entreprises cotées au NYSE entre les mois et . Les paramètres et sont supposés stables dans le temps et les erreurs indépendantes, de moyenne nulle et de variance constante dans le temps. Les auteurs estiment donc ces paramètres pour chaque titre de leur échantillon sur toute la série disponible, excepté une période de 61 observations centrée sur le mois de la réalisation effective, afin de faire ressortir les résidus du modèle. Ces résidus représentent la rentabilité anormale du titre pour chaque mois . Ils calculent ensuite les résidus moyens ( ou ) pour chaque mois de l’intervalle d’étude et en font le cumul ( ou ) sur toute la fenêtre d’évènement.

Leurs résultats montrent deux phases d’évolution des rentabilités anormales, tout d’abord une phase de croissance jusqu’à la réalisation de la division (les résidus cumulés atteignant alors 34%) puis une phase de stabilité les 30 mois suivants l’opération. Ils concluent sur la base de leur analyse en remarquant que la grande majorité des entreprises de leur échantillon ayant recours aux divisions de nominal ont connu une évolution passée des cours supérieure à la normale en raison d’une croissance considérable des bénéfices et des dividendes. Selon FFJR, en accord avec les résultats de Barker (1956), les rentabilités

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Le modèle de marché et la méthodologie d’étude d’évènement sont présentés plus en détail dans le chapitre 10.

33 anormales constatées sont alors davantage une résultante de l’annonce du maintien ou de l’augmentation des bénéfices et dividendes plutôt que de l’opération même de division. En somme, l’annonce permettrait de réduire l’incertitude quant aux performances futures de la société et au maintien de la croissance du dividende.

C’est seulement dans les années 80 que Grinblatt, Masulis & Titman11 (1984) tentent de distinguer l’effet des dividendes. A partir de leur échantillon d’étude de 1762 annonces de divisions sur le NYSE ou l’AMEX12 sur une période de 10 ans (1967-1976), ils ne sélectionnent que des entreprises dont les annonces de divisions au Walt Street Journal ne sont pas contaminées par une annonce simultanée sur les dividendes. Ils obtiennent un échantillon « pur » de 244 divisions de nominal dont le rapport d’émission de titres nouveaux est supérieur à 10%. Ils sont ainsi en mesure d’étudier d’une certaine manière le pouvoir explicatif du dividende dans la réaction des cours en analysant si une réaction positive est observable sur leur échantillon « pur ». GMT calculent les rentabilités anormales quotidiennes au jour de l’annonce et au jour suivant et utilisent, contrairement à FFJR (1969) un modèle de rentabilité ajustée par la moyenne. Cette méthode est préférable selon Brown & Warner (1980) en cas d’annonce « pure », non-contaminée par une autre annonce. Elle consiste à comparer les rentabilités calculées des titres à la rentabilité d’un portefeuille de référence ou « benchmark » afin de détecter ou non une rentabilité anormale. Leur période d’estimation pour cette référence est de 40 jours suivant l’annonce à partir du 4ème jour. Leurs résultats confirment l’existence d’un contenu informatif propre à l’annonce de division, indépendamment des dividendes, avec une rentabilité anormale cumulée de 3,29% pour leur échantillon pur, significative au seuil de 5% (test t de Student).

De nombreuses études ultérieures à celle de GMT corroborent leurs résultats en observant dans la plupart des cas une réaction semblable des prix à l’annonce d’une division, quels que soient les critères d’échantillonnage, les périodes d’études et les modèles d’estimation choisis. Lamoureux et Poon (1987) notamment, en utilisant le modèle de marché sur un échantillon de 217 annonces non-contaminées réalisées sur le NYSE ou l’AMEX entre 1962 et 1985, observent une rentabilité anormale cumulée de 3,9% sur le jour de l‘annonce et le suivant. Bechmann et Raaballe (2005) obtiennent des résultats similaires

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Ci-après GMT.

34 sur un autre marché, le marché danois, et avec une période d’observation plus récente (1995-2002). Leur étude fait ressortir une rentabilité anormale cumulée significative autour de l’annonce (de j-1 à j+3) de 2,62% sur un échantillon de 68 opérations. Enfin, Grar (1993) étudie la réaction sur le marché français qui nous intéresse plus particulièrement, au comptant et à règlement mensuel. Il n’observe une rentabilité anormale significative de 1,05% (t=2,05) qu’au lendemain de l’annonce au BALO13. Par contre, aucune des rentabilités anormales cumulées autour de cette date n’est significative. Son estimation est basée sur le modèle de marché classique avec des rentabilités logarithmiques et un échantillon de 99 divisions « pures », tirées de la base de données AFFI-SBF14 entre 1977 et 1990.

1.2. Réaction à la date de réalisation

Le même phénomène d’impact positif sur les cours est par ailleurs constaté à la date de réalisation de la division (GMT, 1984) (Lamoureux & Poon, 1987) (McNichols & Dravid, 1990). En France, Grar (1993) observe sur le même échantillon que précédemment, une rentabilité anormale très significative lors de la réalisation de la division. Il calcule les RAM et les RAMC sur une fenêtre de 30 jours entourant la date de réalisation et trouve une réaction positive très significative (t>3) pour les quatre jours avant et après cette date. Avec des rentabilités hebdomadaires calculées sur la base des cours du mercredi pour éviter l’effet « week-end » et un modèle tenant compte de l’impact sur le risque systématique, il observe une rentabilité anormale d’environ 5% la semaine de la réalisation, très significative (t=7,94).

Ses résultats montrent que le biais induit par l’absence de contrôle du risque systématique sous-estime de moitié la réaction du marché. Cependant, la réaction des prix à cette date ne peut pas être liée à une nouvelle information « potentielle » puisque celle-ci est complètement révélée au moment de l’annonce. Lors de la réalisation, le marché connait déjà toutes les modalités de l’opération. Cette réaction à la date « Ex » est alors le plus souvent interprétée non pas comme une réponse à un signal émis par les dirigeants, mais comme une conséquence des perturbations sur le risque et les volumes de transactions. Il serait alors possible de les expliquer par les attentes et comportements différenciés en termes de sophistication, de recherche et d’accès à l’information des investisseurs institutionnels d’une part et particuliers d’autre part, les fameux « noise traders ».

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Bulletin des Annonces Légales et Obligatoires.

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