Entreprises du nouveau marché

Le tableau 1.9 présente des régressions Logit expliquant le choix entre les deux

engagements de conservation réglementaires (180 jours pour 100 % des actions ou 360 jours

pour 80 % des actions). Les entreprises s’écartant de ces deux engagements de conservation sont

ignorées pour l’instant. Les deux premiers modèles mettent en concurrence les proxys liés aux

hypothèses H1 et H2. Nous n’avons pas pu inclure toutes les variables ensemble, car cela

engendrait un problème de prédiction parfaite de certaines observations.

L’hypothèse liée à la théorie de l’agence est clairement rejetée ; aucun des proxys de la

qualité de la gouvernance n’est significatif. L’hypothèse de signalisation semble être le facteur

explicatif le plus probable.

Les entreprises les plus jeunes prennent avec une probabilité plus importante un

engagement de conservation de 360 jours. Le coefficient de la variable ÂGE est en effet positif et

significatif au seuil de 5 % dans toutes les régressions, sauf dans le modèle 2.

Le nombre d’analystes suivant une entreprise donnée pour son introduction (variable

NBAF) est associé positivement au choix d’un engagement de conservation, ce qui est contraire à

l’hypothèse H1. Ce résultat n'est néanmoins significatif que dans une seule régression, lorsque les

variables relatives à la théorie d'agence ne sont pas incluses.

Le rang de la banque introductrice mesuré par la variable RANGITM a une influence

négative sur le choix d'un engagement de conservation de 360 jours. Le coefficient est

systématiquement significatif au seuil de 5 % dans les régressions 1, 2, 5 et 6. Ce résultat

corrobore l'hypothèse de signalisation H1.

De la même manière, la présence d'entreprises de capital-risque indiquée par la variable

CAPRIS présente un effet négatif sur la probabilité de choisir des engagements de conservation

de 360 jours. La signification de cette variable est relativement faible voire inexistante, même si

cela apparaît seulement dans le cas où la régression porte sur l'échantillon incomplet de 46

entreprises ayant choisi un engagement de conservation réglementaire. Il semble donc y avoir un

effet concordant avec l'hypothèse H1 dans un sens favorable à la théorie du signal, mais les

résultats sont peu solides.

Le risque spécifique de la firme présente un coefficient conforme aux prédictions des

modèles de Courteau (1995) et Brau et al. (2005). Le coefficient de la variable IDIORIS est

négatif dans toutes les régressions et significatif au seuil de 5 % dans les modèles 2, 5 et 6.

Le rapport des capitaux propres comptables sur la capitalisation boursière (variable BTM)

semble aussi avoir un effet positif sur le choix de l'engagement de conservation. Plus

précisément, l'impact est positif, ce qui est relativement surprenant dans la mesure où ce résultat

signifie que plus l'entreprise dispose d'options de croissance, moins elle aura besoin de choisir

l’engagement de conservation de 360 jours. Étant donné que nous sommes sur le nouveau

marché destiné essentiellement aux entreprises jeunes à fort potentiel de croissance, il est possible

que justement, les entreprises présentant de plus faibles perspectives de développement soient

plus pénalisées et aient donc besoin de choisir l'engagement de conservation de 360 jours.

Le tableau 1.10 présente les résultats de régressions logistiques dont la variable dépendante

prend la valeur 0 si l'entreprise a choisi un des deux engagements de conservation réglementaires

et 1 si elle a opté pour un engagement de conservation plus contraignant dans la longueur et/ou

dans le pourcentage. Dans ces régressions, là aussi, nous n’avons pas pu inclure toutes les

variables explicatives en même temps, car certaines d’entre elles mises ensemble généraient un

problème de prédiction parfaite de certains individus de notre échantillon. Cela est

problématique, car les t de Student peuvent être surestimés.

On remarque tout de suite que contrairement aux résultats du tableau 1.9 où l'hypothèse de

signalisation était la plus probable, ce sont les variables liées à l'hypothèse d'agence qui semblent

être pertinentes dans l’explication de ce choix.

La divergence entre la participation dans le capital et le degré de contrôle mesuré par

l'indice de Shapley-Shubik (variable CCFDIV) est liée positivement à l'adoption d'un engagement

de conservation s'écartant des règles imposées par le nouveau marché. Le coefficient est toujours

statistiquement significatif au seuil de 10 % pour la première régression, de 1 % pour les trois

régressions suivantes et de 10 % pour la régression 5. Ces résultats corroborent l’hypothèse H2.

La concentration de l'actionnariat tenant compte de la contestation du pouvoir par le

second actionnaire (variable CONTSEC) influence de manière négative la probabilité d’adopter

un engagement de conservation plus contraignant que ceux qui sont imposés par le règlement du

nouveau marché. Contrairement à l’hypothèse H2, plus le pouvoir du second actionnaire est

important, plus il est probable que l’actionnaire principal choisisse un engagement de

conservation s’écartant de la règle du nouveau marché. Ce résultat est similaire à celui qui a été

trouvé par rapport au second marché et indique que le second actionnaire joue un rôle actif dans

l'adoption d'un engagement de conservation plus contraignant que la norme. Comme nous

l’avons précisé précédemment, nous n’avons pu inclure la variable LUA2 ainsi que le terme

d’interaction CONTSEC×LUA2, car cela posait un problème d’estimation des modèles Logit.

Finalement, nous remarquons un impact notable de la variable TAILLE. Elle influence

négativement la probabilité d'adopter un engagement de conservation plus contraignant, ce qui

est conforme aux résultats trouvés dans la littérature. Comme pour le choix entre les deux

engagements réglementaires (cf. tableau 1.9), la variable BTM est liée significativement à la

probabilité de choisir un engagement de conservation plus contraignant. Il semblerait donc que

les entreprises disposant de moins d'options de croissance doivent donner des garanties

supplémentaires.

Dans le panel B, nous avons tenté d’appréhender de manière globale le choix d’un

engagement de conservation en estimant un modèle logistique ordinal. La variable dépendante

prend la valeur 1 si l’engagement de conservation choisi par le dirigeant est de 180 jours pour

80 % des actions, 2 si l’engagement de conservation est de 360 jours pour 100 % des actions et 3

pour toute forme d’engagement de conservation plus contraignant (longueur supérieure à 360

jours et/ou pourcentage d’actions bloquées supérieur à 80%). Pour vérifier le caractère ordinal de

la variable dépendante, il faut conduire un test de Brant qui, s’il est significatif, conduit à rejeter ce

que l’on nomme dans la littérature économétrique l’hypothèse de « régressions parallèles ». Le fait

de rejeter cette hypothèse conduit à rejeter également le caractère ordinal de la variable et dans ce

cas, un modèle logistique multinomial doit être préféré au modèle logistique ordinal. Le test de

Brant du modèle 7 n’est pas significatif, indiquant que nous pouvons accepter le caractère ordinal

de la variable dépendante. Nous constatons que la variable CONTSEC conserve son influence

négative au seuil de 5 %. Nous remarquons aussi que la variable CAPRIS devient significative et

influence négativement le choix d’un engagement de conservation, ce qui est conforme avec la

théorie de la certification et donc avec l’hypothèse H2. Les variables IDIORIS, CLUST, TAILLE

et BTM conservent les influences observées dans les modèles du panel A.