Résultat des tests univariés

1.5.1.1. Les entreprises du second marché

Le panel A du tableau 1.7 présente les résultats des tests de différence de moyenne sur le

second marché. Nous comparons un groupe de 24 entreprises présentant des engagements de

conservation avec un groupe de 134 entreprises ne présentant pas d'engagements de

conservation. Dans ce dernier groupe sont incluses les entreprises pour lesquelles il existait un

engagement de conservation imposé par l'AMF en raison de l'entrée d'un actionnaire peu de

temps avant l'introduction en bourse. Nous proposons un test t paramétrique (le t de Student).

Nous avons aussi calculé un test sur les rangs non paramétrique (le z de Wilcoxon), car notre

échantillon d’entreprises présentant un engagement de conservation est de taille assez faible et

l’hypothèse de normalité des variables a de fortes chances d’être violée.

La divergence entre le contrôle exercé et la participation au capital de l’actionnaire de

référence (variable CCFDIV) va dans le sens de l’hypothèse H2. Les entreprises dont les

actionnaires principaux ont été soumis à un engagement de conservation présentent un excès de

contrôle moyen de 40,96 %, alors que le groupe d’entreprises sans engagement de conservation

présente un excès de contrôle moyen de 26,93 %. La différence est largement significative au

seuil de 1% pour les deux types de tests. Il est donc possible que l’engagement de conservation ait

pu servir à empêcher l’actionnaire de référence de réduire encore plus sa participation. Le but

étant d’éviter une augmentation exponentielle des coûts d’agence qui pourrait réduire le montant

des capitaux levés, voire même faire obstacle à la réalisation de l’introduction en bourse.

Il semblerait aussi que les entreprises présentant un engagement de conservation aient un

actionnariat moins concentré, laissant plus de place à la contestation par un second actionnaire.

En effet, la variable CONTSEC est en moyenne plus faible sur ce groupe d’entreprises, avec une

valeur de 58,83 % par rapport aux autres entreprises n’ayant pas fait l’objet d’un engagement de

conservation et pour lesquelles la valeur moyenne de cette variable est de 77,72 %. Néanmoins, la

différence n’est significative qu’au seuil de 10%. Ce résultat faiblement significatif va à l’encontre

de l’hypothèse H2, puisque le groupe d’entreprises pour lesquelles il existe un engagement

de conservation est aussi celui pour lequel il existe un second actionnaire disposant d’un pouvoir

de contestation significatif.

Concernant le conseil d’administration, la présence d’administrateurs externes mesurée par

la variable EXTCA, ne semble pas être déterminante, même si la différence va dans le sens prédit

par l’hypothèse H2. Par contre, le groupe d’entreprises avec au moins un engagement de

conservation présente une taille moyenne du conseil d’administration mesurée par la variable

NBDIRCA de 6,58 administrateurs, alors que les entreprises sans engagements de conservation

comptent en moyenne 4,63 administrateurs dans leur conseil d’administration. La différence est

statistiquement significative au seuil de 1%. Nous sommes donc en droit de penser qu’un conseil

d’administration trop grand présente des inefficiences qui sont compensées au moment de

l’introduction en bourse par un engagement de conservation, corroborant ainsi l’hypothèse H2.

Notre dernière variable censée influencer la qualité du système de gouvernance de

l’entreprise est la variable SURINV qui correspond au rapport du free cash-flow aux actifs nets

comptables. Pour les 24 entreprises présentant un engagement de conservation, nous observons

une valeur moyenne de 6,45, supérieure à celle des entreprises sans engagement de conservation.

Ce résultat semble corroborer l’hypothèse H1, mais n’est significatif qu’au seuil de 10 % selon le

test de Student.

Il n’y a pas de différence significative concernant les dépenses de recherche et

développement (variable R&D), l’âge de la firme (variable ÂGE) et le nombre d’analystes

financiers ayant émis une prévision de BPA autour de l’introduction en bourse (variable NBAF).

Ces résultats tendent à infirmer l'hypothèse H1 concernant l'influence de l'asymétrie

d'information sur la durée des engagements de conservation. Toutefois, on s'aperçoit qu'il existe

une différence de moyenne significative au seuil de 1 % sur la variable RANGITM qui mesure la

réputation de l'établissement introducteur. La différence ne va pas dans le sens attendu : en effet,

les 24 entreprises présentant un engagement de conservation sont introduites par des banques

d'investissement en moyenne plus actives, puisque la moyenne de la variable RANGITM est de

2,71 contre 2,03 pour les 134 entreprises ne présentant pas d'engagements de conservation. Il

semble donc que sur la période étudiée, ce groupe de 24 entreprises ait été introduit en bourse

par des établissements introducteurs plus réputés (sous réserve bien sûr que notre variable soit

une mesure convenable du concept de réputation). Cette constatation va à l'encontre de

l'hypothèse H1, puisque selon les études, si l’établissement bancaire qui se charge de

l'introduction possède une forte réputation, sa seule présence devrait suffire à convaincre le

marché et donc ne pas entraîner la mise en place d'un engagement de conservation. Selon nous,

ce résultat peut sembler logique si l'on se place dans le cadre de l'hypothèse H3, selon laquelle le

groupe d'entreprises présentant des engagements de conservation est constitué d'entreprises dont

les caractéristiques auraient dû les amener à s'introduire sur le nouveau marché. Ainsi, la

réalisation de l’introduction en bourse sur le second marché aura été possible grâce, d'une part, à

la forte réputation de la banque d'investissement en charge de l'introduction en bourse, et d'autre

part, à l'acceptation d'un engagement de conservation. Il est donc possible de penser que la

banque d'investissement a imposé des engagements de conservation qui reflètent sa réputation.

De manière similaire, nous observons une relation contraire aux hypothèses H1 et H2 au

niveau de la variable CAPRIS. Le capital des entreprises dont un ou plusieurs actionnaires ont

souscrit un engagement de conservation est détenu en moyenne à hauteur de 14,97 % contre

seulement 4,02 % pour les autres entreprises. La différence est statistiquement significative au

seuil de 1 %, avec notamment un z de Wilcoxon de -4,11. Ainsi, la relation positive entre la

participation des entreprises de capital-risque et la présence d'engagements de conservation

suggère que les investisseurs en capital jouent un rôle actif au niveau du gouvernement

d’entreprise.

Finalement, nous constatons que la sous-évaluation initiale (variable SEVA) est plus faible

sur l'échantillon des entreprises avec engagements de conservation, avec une sous-évaluation

initiale moyenne de 9,16 %, alors que la sous-évaluation initiale moyenne pour l'autre groupe

d'entreprises est de 23,47 %. La différence est statistiquement significative au seuil de 5 % pour le

t de Student et de 1 % pour le z de Wilcoxon. Ainsi, il est possible de penser qu'en tant que signal

potentiel, la sous-évaluation initiale aura été moindre parce qu'un autre signal, les engagements de

conservation, aura été utilisé. Néanmoins, nous savons que la sous-évaluation initiale est reliée

négativement à la présence d'entreprises de capital-risque et de banques d'investissement à forte

réputation. Ce résultat n'est peut-être donc que la manifestation du fait que ce groupe de 24

firmes avec un engagement de conservation présente un actionnariat du capital-risque plus

important en moyenne, et que les banques d'investissement qui les ont amenées à l'introduction

en bourse sont d'un rang apparemment sensiblement plus élevé.

1.5.1.2. Les entreprises du nouveau marché

Pour cet échantillon d'entreprises, nous effectuons trois types de tests. Dans le panel B du

tableau 1.7, nous comparons un groupe de 20 entreprises ayant choisi l'engagement de

conservation le plus court (180 jours pour 100 % des actions) avec un groupe de 24 entreprises

ayant opté pour l’engagement de conservation le plus long (360 jours pour 80 % des actions).

Ensuite, dans le panel C, nous comparons un groupe de 65 entreprises ayant choisi un des deux

engagements réglementaires précédemment cités avec un groupe de 12 entreprises ayant préféré

un engagement de conservation plus contraignant dans la durée de l'engagement de conservation

et/ou dans le pourcentage d'actions bloquées. Finalement, dans le panel D, nous faisons une

comparaison globale des trois groupes (deux groupes ayant choisi un des deux engagements de

conservation réglementaires et un groupe ayant choisi de s'écarter de la règle).

L'examen du panel B nous permet de réfuter toutes les hypothèses se rapportant à la

théorie de l'agence ainsi qu'une partie des hypothèses liées à l'asymétrie d'information.

Néanmoins, on constate que les entreprises qui choisissent un engagement de 180 jours sont

introduites par des banques d'investissement de rang plus élevé, puisque la variable RANGITM

et de 3,20 en moyenne pour ces entreprises ; quant à celles qui ont choisi un engagement de

conservation de 360 jours, elles sont introduites par des banques d'investissement dont la

réputation est moindre, avec une valeur de la variable précédemment citée de 2,56. La différence

est statistiquement significative au seuil de 1 % pour le t de Student et au seuil de 5 % pour le z

de Wilcoxon. Ce résultat est en accord avec la littérature, puisqu'il semblerait que la réputation de

l'établissement introducteur soit apte à réduire la durée de l'engagement de conservation.

L'hypothèse H1 semble donc validée sur cette mesure.

De manière similaire, nous observons que les entreprises de capital-risque détiennent en

moyenne 17,50 % du capital (variable CAPRIS) des entreprises ayant choisi l'engagement de 180

jours, alors que cette proportion est de 10,39 % pour les entreprises ayant préféré l’engagement

de conservation de 360 jours. La différence n’est significative qu’au seuil de 10 %, d’après le test

de Wilcoxon.

Dans le panel C, nous examinons si les facteurs retenus ont une influence sur l'occurrence

d'un engagement de conservation qui dévie de la norme, c'est-à-dire dont la longueur est

supérieure à 360 jours et/ou dont le pourcentage d’actions bloquées est de plus de 80 %. Seuls le

nombre d'analystes suivant la firme (variable NBAF) et la participation des entreprises de capital-

risque (variable CAPRIS) semblent avoir un effet. Néanmoins, seuls les tests de Student sont

significatifs, ce qui nous conduit à considérer ces résultats avec la plus grande prudence, étant

donné la petite taille des échantillons. Nous remarquons que les deux variables vont dans le sens

prédit, puisque les entreprises ayant choisi un des deux engagements réglementaires ont été

suivies en moyenne par 1,57 analyste contre 1,31 pour celles qui ont pris un engagement de

conservation plus important. De même, pour la variable CAPRIS, les entreprises ayant choisi un

engagement de conservation plus contraignant présentent une valeur très faible de 4,04 % contre

12,08 % pour les autres.

Finalement, le panel D présente un test de Kruskal-Wallis qui permet de comparer les trois

groupes d'entreprises. Nous remarquons une relation en forme de U entre les différents choix

d’engagements de conservation possibles et le rang de la banque introductrice. Concernant la

participation des entreprises de capital-risque, la relation semble linéaire puisque pour un

engagement de 180 jours, la moyenne de la variable est de 17,52 % ; pour un engagement de 360

jours, la moyenne passe à 10,39 % et finalement à 4,04 % pour les entreprises s'étant détachées

des engagements réglementaires.

Dans le document Les engagements contractuels des actionnaires de référence lors de l'introduction en bourse (Page 66-70)