∆ Dettes
(,n 0.7921*** (0.000) 0.7147*** (0.000)
(,n u (Vvvw - 0.2496***
(0.000)
Variables indicatrices liées à l’année Oui Oui Variables indicatrices liées à
l’entreprise Oui Oui
Observations 258 434 258 434
R² 0.041 0.042
*** signifie une significativité au seuil de 1%.
L’écart entre 0.79 et 1 (hypothèse forte du modèle) peut s’expliquer de différentes manières. Premièrement, Shyam-Sunder & Myers (1999) évoquaient le fait que la capacité d’endettement maximale d’une firme puisse être atteinte. Nous pouvons également penser que la présence d’un rationnement de crédit, hypothèse déjà avancée par de nombreux auteurs lors d’études sur les PME ( Petersen & Rajan, 1994; De Bodt & al., 2005), pourrait justifier cet écart. En effet, les établissements financiers peuvent choisir de limiter la quantité de crédit offerte lorsqu’ils ne sont pas capables de demander une prime de risque suffisante. Le coefficient obtenu pourrait donc davantage
61 Attention, l’interprétation des R² dans le cadre d’une estimation par variables instrumentales n’est pas
naturelle (Wooldridge, 2001). Il convient dans ce cas de ne s’attarder que sur la significativité des coefficients. Un autre aspect méthodologique, qu’est l’utilisation de l’écart à la moyenne en lieu et place de la mise en place de variables indicatrices spécifiques à l’entreprise, permet également de justifier que nos R² soit assez faibles.
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expliquer la dette financière obtenue que la dette désirée. Néanmoins, cette notion de rationnement de crédit est généralement associée à la taille de l’entreprise, par l’intermédiaire du degré d’opacité informationnelle. En cela, le coefficient attribué à la variable explicative DEF devrait être d’autant plus faible que l’entreprise est petite. Or, nos résultats sont légèrement supérieurs à ceux obtenus par Shyams-Sunder & Myers (1999) ou par Franck & Goyal (2003) sur des échantillons de grandes entreprises. Afin de mieux comprendre cette particularité, nous cherchons à vérifier, dans une seconde étape, si le comportement des TPE Françaises en matière d’endettement est symétrique selon que l’entreprise ait un déficit de financement, ou un excédent.
La deuxième colonne du tableau 15 ci-dessus présente les résultats du second test empirique. La régression (3.18) est estimée par moindres carrés ordinaires. Nous ajoutons à la régression précédente (3.16) la variable indicatrice « Dit », égale à 1 en
cas de déficit de financement et à 0 en cas d’excédent, dans le but d’observer le caractère symétrique, ou non, des décisions de financement en fonction du signe de
DEF : ∆(-WW-\,* = l*+ l+ m× (,n,*+ m! × (,*× (,n,* + V,*. Les variables « ∆ Dettes » et « DEF » sont les mêmes que précédemment. DEF est instrumentalisée sur la base d’un retard et nous avons ajouté des effets fixes temporels et spécifiques à l’entreprise.
L’intérêt de ce test tient principalement au fait que plus de la moitié de nos observations font état d’une situation d’excédent de financement. Or, les spécificités des TPE pourraient les contraindre à se comporter différemment en fonction du signe de leur déficit de financement. Le coefficient attribué à la variable DEF (0.7147) s’applique uniquement aux firmes en excédent de financement (ou aux entreprises qui ont un déficit de financement négatif). Le second coefficient de la régression, attribué à la variable indicatrice Di,t × DEF, 0.2496, mesure l’impact différentiel d’un déficit de
financement positif sur la variation des dettes, soit la différence de coefficient entre les deux sous-échantillons (Déficit de financement positif versus déficit de financement négatif). Il convient alors d’ajouter les deux coefficients pour obtenir celui qui s’applique aux firmes en déficit de financement, soit 0.9643. Conformément à notre première hypothèse, les coefficients attribués aux variables explicatives de notre
régression (3.18) sont positifs et significatifs pour les deux sous-échantillons (0.7147 et 0.9647). De plus, en accord avec notre seconde hypothèse, nous constatons que les TPE ont tendance à rembourser moins facilement par anticipation leurs dettes lorsqu’elles sont en excédent de financement et à emprunter plus volontiers en cas de déficit de financement. Ce comportement peut se justifier par certaines des caractéristiques propres aux TPE, à savoir leurs résultats assez hétérogènes d’une année sur l’autre et les difficultés qu’elles connaissent pour obtenir un crédit à long terme. Ceci les amène certainement à conserver leur excès de liquidités et les dissuade donc de rembourser par anticipation leurs dettes.
De plus, notons que contrairement à l’utilisation usuelle de la théorie, le fait de distinguer les firmes en déficit de financement de celles en excédent permet, dans notre échantillon, d’éviter de sous-estimer le coefficient attribué à la variable DEF. En effet, le coefficient attribué à DEF dans le cadre des firmes en déficit de financement est très proche de 1. Ceci pourrait nous amener à penser que les TPE ne sont finalement que très peu sujettes au rationnement de crédit. Néanmoins, il convient d’être prudent dans cette conclusion puisque ce résultat peut également être justifié par le fait que ces firmes limitent préalablement leur croissance de manière à éviter de diluer leur capital et de perdre le contrôle de leur firme. En cela, les dirigeants de TPE ne réaliseraient les investissements ou n’augmenteraient leur croissance que s’ils disposent des fonds, soit sous forme d’autofinancement, soit sous forme de dettes. Nos résultats ne permettent pas de départager ces deux hypothèses. Pour cela, il faudrait modéliser la dette maximale pouvant être acquise, dans le but de la comparer aux dépenses d’investissement réelles des TPE.
Dans une seconde étape, nous réalisons ces deux premiers tests empiriques en tenant compte du fait que les comptes courants d’associés doivent être appréhendés de manière spécifique dans le contexte des TPE. En effet, ces sommes laissées à disposition des firmes par leurs actionnaires-dirigeants peuvent parfois davantage être assimilées à des capitaux propres élargis qu’à des dettes externes (Cosh & Hughes, 1994), et ceux d’autant plus lorsque nous connaissons leur importance et leur caractère à long terme. Les comptes courants d’associés sont donc ici retraités et assimilés à des capitaux
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propres élargis dans les variables expliquées et explicatives des régressions (3.16) et (3.18). En cela, nous retranchons la variation de ces comptes courants d’associés de ∆
Dettes et de DEF. Nous pouvons observer dans le tableau 16 présenté ci-dessous que ce