Navigation – Plan du site

Le coût du financement par obligations rachetables : une étude empirique

The cost of financing with callable bonds: An empirical study
Maxime Debon, Franck Moraux et Patrick Navatte

Résumés

Cet article étudie le coût de financement par obligations rachetables à l'aide d'un échantillon de 2927 émissions américaines émises au pair entre 1984 et 2014. Notre modèle de régression indique que le recours à des obligations rachetables, plutôt qu'à des obligations ordinaires, a coûté en moyenne 10 % du taux de coupon payé par les émetteurs mais également que le surcoût de financement peut fortement varier dans le temps. Les modèles de décomposition de différences de moyennes de Blinder-Oaxaca et de Winsborough-Dickinson suggèrent de leur côté qu’une bonification existerait pour les émetteurs de dette rachetable.

Haut de page

Texte intégral

Cette version a bénéficié des commentaires de deux rapporteurs et de Jean-François Gajewski. Nous les remercions ici.

  • 1 Cette possibilité tend néanmoins à ne plus être aussi systématique qu’auparavant. Sur le marché fra (...)

1Recourir au marché obligataire pour des raisons de financement reste incontournable pour de nombreuses entreprises et, en examinant les caractéristiques des émissions obligataires corporate, on ne peut qu’être frappé par la popularité d’un possible rachat anticipé au gré de l’émetteur1. La littérature nous apprend que cette possibilité inclut de nombreux avantages pour l’émetteur. Elle permet à l’entreprise émettrice de modifier ultérieurement le coût de son financement en se refinançant par dette à moindre frais (Pye 1966), de contrôler le risque de taux d’intérêt (Güntay et al. 2004), de traiter certains problèmes d’agence (Myers 1977, Bodie et Taggart 1978, Barnea et al. 1980), d’optimiser fiscalement (Boyce et Kalotay 1979, Marshall et Yawitz 1980), de disposer d’une flexibilité managériale en matière de gestion de la structure du capital et des investissements (Nayar et Stock 2008), de supprimer les éventuelles contraintes (covenants) placées dans le contrat obligataire en question, voire encore d’envoyer un signal au marché (Robbins et Schatzberg 1986, Schwartz et Venezia 1994).

  • 2 Le coupon étant assimilable à un prix, notre approche s’apparente aux modèles de régression hédoniq (...)

2Au regard des nombreux services rendus à l’émetteur et de la menace que fait peser le rachat anticipé sur les intérêts des investisseurs, on comprend que l’inclusion d’une telle disposition donne lieu à compensation, autrement dit à rémunération des prêteurs. Plusieurs auteurs ont déjà abordé ces problématiques d’évaluation des dettes rachetables et de rémunération des investisseurs en recourant à la théorie des actifs contingents (Brennan et Schwartz 1977, Sarkar 2001). Dans cet article, nous suivons une toute autre stratégie, en approchant la question de l’évaluation sous un angle fondamentalement différent. Nous modélisons les coûts de financement par obligations (ordinaires ou rachetables) à l’aide d’une liste de déterminants classiques. Différents modèles de régression nous permettent alors d’identifier un coût additionnel de financement pour ces obligations rachetables2. Point clé de cette approche, ce coût dépend de variables non nécessairement considérées dans les modèles normatifs mentionnés ci-dessus. En fait, nous ne pouvons pas distinguer dans le coût additionnel de financement par dette rachetable ce qui relève spécifiquement de la valeur de cette possibilité, de ce qui relève de la valeur inhérente au fait d’être reconnu par le marché comme émetteur ayant besoin de recourir aux dettes rachetables.

  • 3 On entend par là sans recours particulier aux méthodes de modélisation de l’ingénierie financière. (...)

3La problématique du coût des dettes rachetables à l’émission et, donc de la rémunération des prêteurs de l’entreprise, reste à ce jour très peu traitée « empiriquement »3. À notre connaissance, seuls Ederington et Stock (2002) étudient les déterminants, à l’émission, de la rémunération offerte aux acquéreurs des dettes rachetables en excès du rendement actuariel sans risque (le fameux yield spread). Stanhouse et Stock (1999) effectuent des exercices de simulations pour étudier l’impact des différents types de clause de rachat sur le yield spread et sur le taux de coupon. À la base du calcul du yield spread considéré dans ces deux études, le rendement actuariel est bien sûr du point de vue financier la variable qui convient pour appréhender à l’émission la rémunération des investisseurs en obligations classiques, et ce d’autant plus que son calcul dans le présent contexte ne pose aucun problème. L’utilisation directe de la formule classique du rendement actuariel dans le contexte des obligations rachetables est, en revanche, sujette à caution, car la présence du dispositif de rachat éventuel rend difficile son interprétation. Idéalement, il conviendrait de privilégier une formule d’actualisation des flux futurs espérés corrigée de la présence de la possibilité de rachat. En l’absence d’une telle formule, le risque de modèle associé au rendement calculé est impossible à évaluer. On peut conclure de cette discussion qu’en comparaison du rendement actuariel, le taux de coupon a des avantages non négligeables pour étudier le coût obligataire. Tout d’abord, cette mesure de rémunération du détenteur de l’obligation n’est entachée d’aucun problème de détermination, mesure ou calcul puisqu’elle est contractuelle et affichée. Ensuite, le coupon est directement relié à la charge d’intérêt supportée réellement par l’entreprise, aux flux financiers prévisionnels et, pour finir, au coût effectif comptable de la dette. Enfin, le taux de coupon des obligations classiques émises au pair (la grande majorité de notre échantillon) est égal au taux de rendement actuariel.

4Notre article modélise le taux de coupon payé aux investisseurs à la lumière d’une liste de déterminants traditionnels du coût de financement et de variables reflétant les conditions de marché prévalant à la date d’émission des dettes obligataires. Une originalité méthodologique de notre étude est d’adapter à notre contexte financier, deux modèles de décomposition de différences de moyennes. Introduits par Winsborough et Dickinson (1971) pour examiner des discriminations raciales et divulgués par Blinder (1973) et Oaxaca (1973) dans l’étude d’inégalités salariales « homme/femme », ces modèles vont permettre de dissocier et de quantifier les contributions des attributs des émissions, du profil des émetteurs et du contexte de marché à l’émission, au-delà des rémunérations moyennes constatées entre obligations rachetables et obligations ordinaires. Ils vont également nous permettre de distinguer dans cet écart ce qui relève d’une différence réelle entre les deux échantillons et ce qui provient de la « représentation » différenciée que se font les investisseurs des émissions ordinaires et des émissions rachetables.

5Nos résultats montrent l’importance des déterminants classiques du coût de financement dans l’explication du taux de coupon, ainsi que le rôle crucial joué par le risque de défaut (la notation des titres) et le prix de marché du coût du crédit (niveau des taux d’intérêt sans risque et primes de risque). La contribution des déterminants à la formation du niveau du coupon est évidemment sensiblement différente selon que l’on considère des obligations ordinaires ou des obligations rachetables. Ce sont précisément ces différences de sensibilités (coefficients des modèles de régression) que nous exploitons dans la suite de l’article, notamment pour proposer une mesure du coût additionnel de financement par dette rachetable. Les modèles de décomposition montrent que l’écart de 128 points de base existant entre les coupons moyens sur la période ne s’explique que partiellement (à hauteur de 38 % seulement) par la différence d’attributs moyens des émissions, de profils moyens d’émetteurs et de contextes de marché à l’émission. Les 62 % qui restent relèvent de ce que les modèles de décomposition appellent une discrimination. La « discrimination » naît de la différence des coefficients extraits des modèles de régression. La décomposition de Blinder (1973) et Oaxaca (1973) montre que le profil des émetteurs a joué un rôle modérateur du coût additionnel moyen de financement pour les obligations rachetables observé sur notre base de données. La décomposition de Winsborough et Dickinson (1971), qui distingue dans la discrimination l’effet de l’interaction entre différences des moyennes et différences des coefficients, suggère de son côté que cette diminution de coût additionnel aurait été même plus prononcée pour l’émetteur (moyen) de dettes ordinaires si ce dernier avait décidé d’émettre une dette rachetable. Au-delà de l’étude et de la décomposition en moyenne de l’écart de taux de coupon payés par les émetteurs de dettes sur la période, notre approche permet d’évaluer le coût additionnel de chaque émission d’obligations rachetables de notre base de données. Nous mettons ainsi en lumière que, sur la période d’observation, le coût additionnel de financement supporté par l’émetteur de dettes rachetables, pour émettre de tels titres, a représenté en moyenne 10 % du taux de coupon payé. Enfin, en simulant l’émission par un émetteur moyen d’une dette rachetable aux « attributs moyens », nous illustrons la variabilité de ce coût de financement en excès dans le temps que ce soit en termes absolus ou relativement au coût de financement total.

6Le reste de cet article est organisé comme suit. La première section présente et commente la procédure de sélection des émissions retenues dans notre étude et les déterminants du coût de financement. Notre méthodologie basée sur la régression hédonique et les modèles de décomposition des différences de moyennes, est détaillée dans la deuxième section tandis que la troisième est consacrée à l’analyse des résultats. Une dernière section conclut.

1. Émissions, déterminants et premières constatations

  • 4 Il est important, de noter que la sélection des données pour étudier des écarts de rémunération est (...)

7Les données de cette étude sont toutes extraites des bases Thomson One Banker et de Datastream fournies par Thomson Reuters4. On retient comme variables potentiellement explicatives des taux de coupon, les déterminants du coût de financement considérés par Ederington et Stock (2002). Les attributs de l’émission (durée jusqu’à l’échéance théorique du contrat, montant émis et notation Moody’s) sont les premières caractéristiques considérées. Le profil de l’émetteur est ensuite décrit au travers de sa taille, de son levier financier et de sa rentabilité économique (ROA). Le contexte de marché le jour de l’émission est résumé par le niveau du taux d’intérêt à 10 ans, l’écart de rendement moyen entre les titres notés AAA et les obligations d’état, l’écart de rendement moyen entre les titres notés BAA et ceux notés AAA et enfin la pente de la structure par terme. Pour plus de détails, on peut consulter l’annexe A.

8Les données collectées concernent les dettes obligataires émises entre le 05 Janvier 1984 et le 28 Février 2014, leurs entreprises émettrices et le contexte de marché prévalant à l’émission. Notre procédure de sélection s’inspire de celle utilisée par Ederington et Stock (2002) mais concerne au premier chef les émissions disponibles sur Thomson One Banker. Nous avons retenu les émissions d’obligations a) émises en dollars sur le marché américain par des entreprises américaines non rattachées au secteur financier ; b) non assorties de mécanisme d’amortissement ("sinking fund"), de clause de conversion ou autre clause spéciale ("special") ; c) à coupon fixe et de maturité supérieure à 5 ans ; d) disposant d'une notation Moody's et enfin e) pour lesquelles les informations comptables présentes dans Datastream sont suffisantes pour décrire l’entreprise l’année de l’émission. Concernant les dettes rachetables, seuls les titres assortis de la clause de rachat classique ont été retenus dans cette étude. Nous avons donc exclu les dettes autorisant le rachat indexé (dit make-whole) ou le rachat protégé (dit non refundable). En outre, nous avons exclu les entreprises présentant des caractéristiques trop extrêmes, pour éviter les outliers en matière d’émission, de levier, de prime d’émission ou de croissance des actifs. Les émissions retenues ont pour finir le profil suivant : une valeur se situant entre 1 million et 1 milliard de dollars, une prime d’émission s’éloignant au plus d’un pourcent de la valeur faciale, et concernant l’émetteur, un levier financier compris entre 0 et 100 % et une croissance des actifs inférieure à 100 % sur 1 an.

9Notre base de données contient pour finir des informations financières, comptables et économiques nécessaires à l’étude de 2 927 dettes obligataires dont 1 165 sont rachetables et 1 762 sont non rachetables. Au total nous traitons un ensemble de 29 270 données puisque 10 variables sont renseignées pour chaque émission.

10À titre informatif, la figure 1 présente les taux de coupon des émissions obligataires sélectionnées selon leur date d’émission en précisant la nature de la dette obligataire (ordinaire versus rachetable). On y observe, entre autres choses, une nette différence entre les taux de coupons. Le tableau 1 décrit, de son côté, les attributs des dettes émises, le profil de leur émetteur et les conditions de marché prévalant le jour de leur émission, en faisant la distinction entre les dettes ordinaires et les dettes rachetables. On y teste également dans la dernière colonne la différence entre les valeurs moyennes. Ces éléments de compréhension de notre base de données sont décrits en détail dans l’annexe B. Mais il est de notoriété qu’une analyse et comparaison directe de deux moyennes, c’est-à-dire sans variable de contrôle, doit être appréciée avec beaucoup de circonspection. Le tableau 2 rappelle plus loin les signes attendus de l’influence de chaque déterminant sur le coupon. Soulignons que les notations sont transformées par codage numérique, chaque cran étant associé à un nombre entier donné

Figure 1 – Taux de coupon et dates d’émission (période 1984-2014)

Image 100000000000021E0000014CC5B42D5A.jpg

Tableau 1 – Description des taux de coupon et des contextes d’émission des obligations sélectionnées : profils des émetteurs, conditions de marché et attributs des émissions

Obl. Std.

Obl. Rach.

CM

MOY

ET

MOY

ET

Taux de coupon ( %)

7,10

1,57

8,38

1,98

a

Attributs de l’émission

Maturité (an)

11,7

7,7

11,1

7,1

a

Montant (m$)

211

218

236

199

a

Notation Moody’s

7,45

3,0

11,48

4,8

a

Firme

Levier financier ( %)

29,8

13,8

34,8

19,7

a

ROA ( %)

10,4

6,9

9,2

9,7

a

Total des actifs (m$)

11 964

22 935

9 130

66 847

c

Marché

Taux à 10 ans ( %)

5,89

1,51

5,25

1,99

a

Ecart taux AAA–GOV ( %)

1,27

0,43

1,42

0,47

a

Ecart taux BAA–AAA ( %)

0,84

0,27

0,89

0,29

a

Pente de la SPT ( %)

1,35

1,02

1,59

1,06

a

Nb. Emissions

1762

1165

MOY signifie moyenne, ET écart-type. La dernière colonne CM présente les résultats d’un test de Student de comparaison de moyennes effectué sur deux échantillons n’affichant pas la même variance. a : significatif à 1 %, b : significatif à 5 % ; n : Non significatif

2. Méthodologie

11Nous allons maintenant chercher à expliquer l’amplitude et la nature de l’écart significatif constaté en moyenne sur les taux de coupon présentés dans le tableau 1. Dans une première étape, nous allons recourir à la régression linéaire pour modéliser les taux de coupons. Dans une deuxième étape, nous décomposerons la différence de coupons moyens à l’aide des modèles de régression estimés. Enfin, nous estimerons le coût additionnel inhérent à une émission obligataire rachetable au gré de l’émetteur. Nous pourrons ainsi représenter une série temporelle du coût additionnel de financement relative à l’émission rachetable de « caractéristiques moyennes ».

2.1. La modélisation des coupons individuels

12On va utiliser les déterminants identifiés précédemment du coût du financement pour modéliser les taux de coupon observés dans notre base de données. Notons par C le taux de coupon et par GO (O comme ordinaire) et GR (R comme rachetable) les deux groupes d’émissions obligataires. Il vient alors :

Image 10000000000001A80000019CC8D52023.jpg

2.2. La décomposition de l’écart entre coupons moyens

  • 5 Dans notre contexte d’émission obligataire, la rémunération additionnelle moyenne demandée aux émet (...)

Les méthodes de décomposition de l’écart des moyennes de Winsborough et Dickinson (1971), Blinder (1973) et Oaxaca (1973) permettent de distinguer au niveau des différences de moyennes ce qui relève d’une part de la différence existant entre les attributs/caractéristiques moyen(ne)s des émissions de titres obligataires, et ce qui relève d’autre part de l’appréciation différenciée d’une même caractéristique, ce que l’on appelle la discrimination dans le contexte d’étude de Winsborough et Dickinson (1971), Blinder (1973) et Oaxaca (1973)5. Plus formellement, les méthodes de décomposition exploitent les modèles de régression présentés ci-dessus. Une fois leurs paramètres estimés, on dispose d’hyperplans de régression qui passent par les points moyens, et on peut écrire

Image 10000000000001A80000013844C69AA8.jpg

Image 10000000000001AD0000024BE8BB1F7E.jpgImage 10000000000001B5000001B1C26D78C8.jpg

2.3. Une mesure du coût additionnel de financement par dette rachetable

Image 10000000000001B3000001777E1DDC53.jpg

Image 10000000000001AC000001FB965EDFB0.jpg

Image 10000000000001A90000017E69F7954E.jpg

3. Résultats

13Nous présentons les résultats en quatre étapes. La première étape présente les corrélations existantes entre le taux de coupon et chacun de ses déterminants. La deuxième étudie le coût de financement des émissions obligataires de notre base de données en estimant les paramètres des équations (1) et (2) sur chaque type d’émission. La troisième étape s’attache à formuler les conclusions des modèles de décomposition et permet d’appréhender l’écart de coût de financement moyen entre chaque type d’obligation. La quatrième et dernière étape utilise les équations (7) et (8) pour illustrer le modèle d’évaluation et le coût additionnel de financement de la dette rachetable pour chaque type d’émetteur.

3.1. Corrélations entre le taux de coupon et les déterminants

14Le tableau 2 fournit, pour chaque type d’émission, les coefficients de corrélation linéaire existants entre les déterminants du coût de financement et les taux de coupon observés ainsi que les signes attendus après analyse de la littérature. On teste dans ce tableau la significativité des corrélations (après transformation de Fisher) et la significativité de la différence de corrélations dans la dernière colonne notée CC.

Tableau 2 – Corrélations linéaires entre le taux de coupon et les déterminants retenus, caractéristiques des émissions

Signe attendu

Obl.

Std.

Signe attendu

Obl. Rach.

CC

Attributs de l’émission

Maturité (ln)

+

23,3 a

 ?

-1,6 n

a

Montant (ln)

– / +

9,5 a

– / +

17,6 a

b

Notation Moody's

+

24,2 a

+

39,3 a

a

Profil émetteur

Levier financier

+

9,0 a

+

23,7 a

a

ROA

-15,7 a

-16,8 a

n

Total des actifs (ln)

-21,1 a

-50,0 a

a

Contexte de marché

Taux 10 ans

+

52,5 a

+

73,1 a

a

Ecart taux AAA - GOV

+

-40,1 a

+

-49,4 a

n

Ecart taux BAA - AAA

+

-16,6 c

+

-4,2 a

a

Pente de la SPT ( %)

-9,0 b

-5,4 a

n

Les coefficients de corrélation de Pearson (exprimés en pourcentage ici) sont estimés sur les titres ordinaires d’une part (Obl. Std.) et les titres rachetables d’autre part (Obl. Rach.). La significativité de chaque corrélation et la comparaison effectuée des corrélations dans la dernière colonne (CC), sont étudiées après transformation de Fisher des coefficients. c : significatif à 10 % ; b : significatif à 5 % ; a : significatif à 1 % ; n : non significatif.

15Conformément aux attentes, on trouve dans le tableau 2 une corrélation positive entre la maturité et le coupon des obligations pour les dettes ordinaires et une corrélation non significativement différente de zéro pour les dettes rachetables. La corrélation entre le montant (son logarithme) et le taux de coupon est significativement positive pour les deux catégories d’émission. On trouve également une corrélation positive et significative en considérant les montants en dollars. Logiquement, la notation apparaît assez fortement et positivement corrélée aux taux de coupon observés. Les signes de corrélation des trois variables décrivant la firme lors de l’émission avec les taux de coupon sont aussi conformes aux attentes. Le levier financier (proxy du risque financier), le ROA (proxy de la mesure de rentabilité économique) et le montant total des actifs apparaissent respectivement positivement, et puis deux fois négativement corrélés avec le taux de coupon. Le niveau des taux d’intérêt et la pente de la courbe des taux ont le signe de corrélation attendu avec le taux de coupon. En se souvenant que le niveau des taux d’intérêt caractérise le coût du crédit de référence (puisque c’est la rémunération des placements sans risque), le taux de coupon doit être logiquement d’autant plus fort que le niveau des taux d’intérêt sans risque est élevé. La corrélation des taux de coupon avec la pente de la structure par terme des taux est conforme aux explications énoncées dans l’annexe (en signe et en intensité relativement plus forte pour les dettes rachetables).

16Les primes de risque de crédit CS AAA-Gvt et CS BBB-AAA (au moment de l’émission) par contre, sont négativement reliées au taux de coupon. Mais nous allons constater qu’en introduisant des variables de contrôle, on retrouve pour ces dernières variables des relations plus conformes aux attentes.

3.2. Coût de financement pour chaque type d’émission

17Nous régressons maintenant les taux de coupon observés sur les déterminants retenus pour décrire le coût de financement selon les modalités précisées dans les équations (1) et (2). On estime donc les paramètres des modèles de régression d’une part sur les coupons des obligations ordinaires, et d’autre part sur les coupons d’obligations rachetables. Précisons que l’on a vérifié au préalable en calculant les VIF (Variance Inflated Factor) que la colinéarité entre variables exogènes est raisonnable. Le tableau 3 présente le résultat des estimations. Il contient également les moyennes des variables calculées sur chacun des groupes et la différence de moyennes.

Tableau 3 – Différences de moyennes entre les variables et régressions pour chaque catégorie d’émetteurs

Image 1000000000000325000001FF662FA9CA.jpg

La colonne CM présente les résultats d’un test de Student de comparaison de moyennes effectué sur deux échantillons n’affichant pas la même variance. a : significatif à 1 %, b : significatif à 5 % ; n : non significatif

18Les déterminants retenus dans cette étude se révèlent pertinents pour modéliser les taux de coupon puisqu’ils apparaissent ici tous avec des coefficients significatifs pour les obligations classiques. Pour l’essentiel, les résultats confirment l’analyse de corrélation. La présence simultanée de plusieurs variables exogènes permet néanmoins de faire apparaître quelques subtilités. On constate par exemple que la maturité est bien un déterminant du taux de coupon des émissions rachetables. Cette variable influence positivement le taux de coupon dans les deux types d’émission. Le (logarithme du) montant émis n’est lui significatif que pour les émissions ordinaires, c’est aussi le cas du levier financier. L’absence de significativité du coefficient du levier financier est également signalée par Ederington et Stock (2002, p. 63). Il est possible que la notation capte une partie de l’information. Les variables « notation », « ROA » et « total des actifs » conservent, elles, leur pouvoir explicatif et leur signe. La notation est même une des variables les plus significatives de la liste. Les variables décrivant les conditions de marché à l’émission ont ici des signes de coefficients conformes aux attentes. Le taux d’intérêt à 10 ans et les primes de risque de crédit qui gouvernent le coût du financement des entreprises, influencent positivement le taux de coupon. Le coefficient de la pente est significatif et négatif, comme attendu. Les coefficients de détermination des modèles, supérieurs à 70 %, sont tout à fait respectables, sans être anormalement élevés. Pour finir, on peut retenir qu’en plus de la notation, le niveau des taux sans risque et le coût du risque sont des variables importantes pour expliquer les variations du niveau du taux de coupon au sein de chaque groupe.

3.3. Décomposition de l’écart de coupons moyens

19Nous utilisons maintenant les coefficients estimés des deux régressions pour décomposer l’écart entre coupons moyens. Les résultats sont fournis dans le tableau 4 qui est séparé en deux parties, la première étant consacrée à la décomposition de Blinder (1973) et Oaxaca (1973), la seconde dédiée à la décomposition de Winsborough et Dickinson (1971). Rappelons que l’on trouve le détail des moyennes, des coefficients et des différences dans le tableau 3.

Tableau 4 – Décomposition de Blinder (1973)-Oaxaca (1973) et de Winsborough-Dickinson (1971)

Image 10000000000003AE0000024E0061FB7C.jpg

20La première partie du tableau 4 relative à la décomposition de Blinder (1973) et Oaxaca (1973) rappelle que 128 points de base séparent les taux de coupon moyens des deux groupes d’émission. On y constate que près de 49 points de base sont attribuables aux différences de caractéristiques moyennes des émissions (attributs des contrats, profils des émetteurs et contextes de marché). Ces 49 points de base représentent environ 38 % de l’écart des taux de coupon moyens. L’écart complémentaire (79 points soit environ 62 %) provient des différences de coefficients. Il s’interprète comme le résultat du traitement différencié des émetteurs de dettes rachetables par rapport aux émetteurs de dettes ordinaires. Il est intéressant ensuite de décomposer l’écart de coupon sur les différentes familles de variables. On constate alors l’existence de catégories de variables aux contributions positives, négatives ou faibles (dont la valeur absolue est inférieure à 10 points de base) sur l’écart de coût de financement moyen existant entre les deux catégories d’obligations.

Image 10000000000001A900000079E3472820.jpg

21La seconde partie du tableau 4 ayant trait à la décomposition de Winsborough et Dickinson (1971) reprend les première et dernière colonnes de la décomposition de Blinder (1973) et Oaxaca (1973) mais on y distingue, en plus, deux éléments de la contribution des différences de coefficients. Le premier (environ 42 points de base soit environ 33 % de l’écart observé) correspond au coût additionnel de financement par dette rachetable qu’aurait dû payer l’émetteur moyen de titres ordinaires de notre base de données s’il avait décidé d’émettre une dette rachetable plutôt qu’une dette ordinaire. Le second terme (37 points de base soit un peu moins de 30 %) est un terme d’interaction des différences de coefficients et différences de caractéristiques. Notons que pour avoir une vue d’ensemble sur ce point, on peut consulter le tableau 3 qui présente les différences de moyennes conjointement avec les différences entre coefficients de régression. Lorsque les signes des différences sont tous deux positifs ou tous deux négatifs, le facteur augmente l’écart moyen entre les coûts marginaux des deux groupes d’émetteurs. C’est le cas de six déterminants : la maturité, la notation, le total des actifs, le taux à 10 ans, la prime de risque AAA-GOV et la pente de la courbe des taux. Les autres variables (montant, levier financier, ROA et prime de risque BAA-AAA) réduisent le coût additionnel de financement de la dette rachetable des émetteurs d’obligations rachetables relativement à celui des émetteurs d’obligations ordinaires.

22Il est enfin intéressant de noter que le terme

Image 100000000000006C0000003074FBF66D.jpg

23qui mesure l’impact de la différence de coefficients pour un profil d’émetteur de dettes ordinaires est en moyenne encore plus négatif. Autrement dit, un émetteur moyen de dettes ordinaires obtiendrait une diminution plus forte de son coût de financement additionnel pour une dette rachetable, s’il décidait d’émettre une dette rachetable.

3.4. Valeurs individuelles du caractère rachetable de la dette

24Cette section discute du coût additionnel de financement par dette rachetable au niveau de chaque émission et nous procédons, pour ce faire, à deux analyses empiriques. La première analyse s’intéresse au coût additionnel de financement par dette rachetable que le modèle précédent peut associer à chaque émission concernée de notre échantillon. Nous vérifions, dans un premier temps, que la moyenne du coût en excès est bien de 79 points pour les émetteurs d’obligations rachetables. Ensuite, nous évaluons le coût additionnel relatif de ce mode de financement en rapportant le coût additionnel de financement par dette rachetable prédit par le modèle au taux de coupon effectivement contracté par l’entreprise. On trouve alors, en calculant la moyenne de ces ratios, que le coût de financement par dette rachetable a représenté en moyenne un peu plus de 10 % du taux de coupon payé par les émetteurs d’obligations rachetables. Notre seconde analyse s’intéresse à la dynamique du coût additionnel de financement sur notre période d’observation. Afin de produire une série temporelle de coût additionnel (équation (7)), on maintient constants les attributs de l’obligation émise et les caractéristiques de l’entreprise émettrice tout au long de la période, en retenant les valeurs moyennes du tableau 1, et on laisse fluctuer les variables conditions de marchés

Image 100000000000012C00000031E8CC9A56.jpg

25On calcule alors le coût additionnel de financement par dette rachetable de cette dette hypothétique tous les jours de notre période d’observation et on obtient, au total, les 7 147 valeurs représentées dans le graphique du haut de la Figure 2. On constate que les conditions de marché impactent fortement le coût additionnel de financement par dette rachetable simulé mais aussi que ce coût a globalement augmenté sur la période de simulation. Notons que les valeurs négatives observées durant l’année 1984 s’expliquent par les conditions de marché tout à fait particulières à l’époque en comparaison des autres périodes. Le graphique du bas représente, lui, le taux de coupon de la dette obligataire hypothétique prédit en toute date par le modèle, c’est-à-dire

Image 10000000000000B100000031F8256728.jpg

26On constate que le coupon de la dette hypothétique prédit par le modèle diminue tendanciellement sur la période de simulation. Et on en conclut un renchérissement de la valeur relative du coût additionnel du financement. Si, par exemple, on regarde la fin de période de simulation (2010-2015), on observe que le coût additionnel fluctue aux alentours de 100 points de base pour un taux de coupon qui, lui, diminue fortement. La valeur relative du coût additionnel augmente donc sur cette période jusqu’à atteindre près de 25 % du taux de coupon prédit.

Figure 2 – Coût de financement d’une dette rachetable hypothétique

Image 100000000000021100000250D36D2923.jpg

Le graphique du haut exprime en points de base le coût additionnel de financement d’une dette rachetable hypothétique dont les attributs sont moyens et qui est émise par un émetteur de dette rachetable moyen. Le graphique du bas présente le taux de coupon total payé pour l’émission concernée.

Conclusion

27Cet article étudie le coût de financement par émission d’obligations rachetables en se focalisant sur le taux de coupon retenu à l'émission. Nous exploitons, pour ce faire, un large échantillon d’obligations américaines émises entre 1984 et 2014. L'originalité de ce travail empirique réside dans le recours à des modèles de régression hédonique et dans l’adjonction au contexte financier de deux modèles de décomposition de l’écart de moyennes (Winsborough et Dickinson 1971, Blinder 1973, Oaxaca 1973). Ces modèles permettent d’identifier et de quantifier l’influence des composantes de l’écart de rémunération mesuré à 128 points de base entre obligations rachetables et obligations ordinaires. Les modèles de décomposition indiquent que l’écart de coupon moyen entre les deux types d’émission s’explique pour 49 points de base (soit seulement 38 %) par la différence d’attributs moyens des émissions, de profils moyens d‘émetteurs et de contextes de marché moyens à l’émission. Le reste s’explique par des sensibilités différentes aux déterminants habituels du coût du financement. Notre approche permet d’évaluer au niveau individuel le coût additionnel de financement des obligations rachetables. Nous illustrons l’intérêt de l’approche en simulant sur la période (en points de base et en pourcentage du taux de coupon) le coût additionnel de financement d’une dette rachetable aux caractéristiques moyennes émis par un émetteur moyen. Nos simulations révèlent que le coût peut varier fortement d’une période à une autre et que le coût en excès de cette dette aurait augmenté sur la période jusqu’à représenter environ 100 points de base dans le coût de financement soit près de 25 % du taux de coupon attendu.

Haut de page

Bibliographie

Banko J. et Zhou L. (2010) « Callable Bond Revisited », Financial Management, vol. 39, n° 2, p. 613-641.

Barnea A., Haugen R.A. et Senbet L.W. (1980) « A Rationale for Debt Maturity Structure and Call Provisions in the Agency Theoretic Framework », Journal of Finance, vol. 35, n° 5, p. 1223-1234.

Bellier-Delienne A. (2001) « Politique de remboursement anticipé des obligations », Finance Contrôle Stratégie, vol. 4, n° 4, p. 5-27.

Blinder, A.S. (1973) « Wage Discrimination: Reduced Form and Structural Estimates », Journal of Human Resources, vol. 8, n° 4, p. 436-455.

Bodie Z. et Taggart R.A. (1978) « Future Investment Opportunities and the Value of the Call Provision on a Bond », Journal of Finance, vol. 33, n° 4, p. 1187-1200.

Boyce W.M. et Kalotay A.J. (1979) « Tax Differentials and Callable Bonds », Journal of Finance, vol. 34, n° 4, p. 825-838.

Chen Z., Mao C.X. et Wang Y. (2010) « Why Firms Issue Callable Bonds: Hedging Investment Uncertainty », Journal of Corporate Finance, vol. 16, n° 4, p. 588-607.

Crabbe L.E. et Helwege J. (1994) « Alternative Tests of Agency Theories of Callable Corporate Bonds », Financial Management, vol. 23, n° 4, p. 3-20.

Crabbe L.E. et Turner C.M. (1995) « Does the Liquidity of a Debt Issue Increase with its Size? Evidence from the Corporate Bond and Medium-Term Note Markets », Journal of Finance, vol. 50, n° 5, p. 1719-1734.

Ederington L. et Stock D. (2002) « Impact of Call Features on Corporate Bond Yields », Journal of Fixed Income, vol. 12, n° 2, p. 58-68.

Fisher L. (1959) « Determinants of Risk Premiums on Corporate Bonds », Journal of Political Economy, vol. 67, n° 3, p. 217-237.

Güntay L., Prabhala N.R. et Unal H. (2004) « Callable Bonds, Interest-Rate Risk, and the Supply Side of Hedging », Working paper series.

Hong G. et Warga A. (2000) « An Empirical Study of Bond Market Transactions », Financial Analysts Journal, vol. 56, n° 2, p. 32-46.

Hotchkiss E.S. et Jostova G. (2007) « Determinants of Corporate Bond Trading: A Comprehensive Analysis », Working paper series.

Houweling P., Mentink A. et Vorst T. (2005) « Comparing Possible Proxies of Corporate Bond Liquidity », Journal of Banking and Finance, vol. 29, n° 6, p. 1331-1358.

Kish R.J. et Livingston M. (1992) « Determinants of the Call Option on Corporate Bonds », Journal of Banking and Finance, vol. 16, n° 4, p. 687-703.

Marshall W. et Yawitz J. (1980) « Optimal Terms of the Call Provision on a Corporate Bond », Journal of Financial Research, vol. 3, n° 2, p. 203-211.

McGinty L. (2001) « Issue Size versus Liquidity in Credit », JP Morgan Fixed Income Research, p. 1-8.

Myers S.C. (1977) « Determinants of Corporate Borrowing », Journal of Financial Economics, vol. 5, n° 2, p. 147-175.

Nayar N. et Stock D. (2008) « Make-Whole Call Provisions: A Case of "much ado about nothing?" », Journal of Corporate Finance, vol. 14, n° 4, p. 387-404.

Oaxaca R. (1973) « Male-Female Wage Differentials in Urban Labor Markets », International Economic Review, vol. 14, n° 3, p. 693-709.

Pye G. (1966) « The Value of the Call Option on a Bond », Journal of Political Economy, vol. 21, n° 2, p. 200-205.

Robbins E.H. et Schatzberg J.D. (1986) « Callable Bonds: A Risk-Reducing Signalling Mechanism », Journal of Finance, vol. 41, n° 4, p. 935-49.

Sarkar S. (2001) « Probability of Call and Likelihood of the Call Feature in a Corporate Bond », Journal of Banking and Finance, vol. 25, n° 3, p. 505-533.

Sarig O. et Warga A. (1989) « Bond Price Data and Bond Market Liquidity », Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol. 24, n° 3, p. 367-378.

Schwartz E.S. et Venezia I. (1994) « The Determinants of Bond Call Premia: A Signalling Approach », Journal of Financial Services Research, vol. 8, n° 4, p. 243-256.

Stanhouse B. et Stock D. (1999) « How Changes in Bond Call Features Affect Coupon Rates », Journal of Applied Corporate Finance, vol. 12, n° 1, p. 92-99.

Winsborough H. et Dickinson P. (1971) « Components of Negro-White Income Differences », Proceedings of the Social Statistics, sections 6-8.

Haut de page

Annexe

Annexe A : sur les déterminants retenus du taux de coupon.

MATURITÉ DE LA DETTE : Les obligations ordinaires de longue durée contenant plus de risque que celles de courte durée, on s’attend à ce que le taux de coupon soit d’autant plus élevé que la maturité est grande. L’allongement de l’échéance des titres rachetables, en revanche, n’a pas a priori d’implication évidente sur le taux de coupon (puisque que l’échéance n’est pas connue).

TAILLE : La taille de l’émission a plusieurs interprétations possibles. Depuis Fisher (1959), la littérature traditionnelle tend à associer le montant émis de dette ordinaire à la liquidité potentielle de marché. Pour Fisher (1959), plus l’émission est volumineuse, et plus le nombre d’investisseurs concernés devrait être important. Il sera donc plus aisé de trouver après l’émission des vendeurs souhaitant s’en défaire... Les coûts de recherche de titres seront donc diminués. La multiplicité des investisseurs diminue également les coûts d’information, les émissions de petite taille étant moins suivies par les analystes (Crabbe et Turner (1995)). D’après Sarig and Warga (1989), les émissions de faible taille sont aussi plus souvent détenues par des investisseurs ayant des stratégies de conservation jusqu’à échéance (« buy-and-hold »). Hong et Warga (2000), Houweling et al. (2005), puis Hotchkiss et Jostova (2007) testent cette hypothèse. McGinty (2001) relève que des émissions pourtant très importantes restent illiquides, alors que certaines de taille plus modeste apparaissent plus liquides. Les recherches sur les fourchettes de prix indiquent que les écarts bid-ask sont plus importants pour les émissions les plus petites (Hong et Warga (1998)), signifiant qu’un aller-retour est plus coûteux pour les investisseurs. Les échanges sont ainsi bridés, certaines opérations ne se révélant plus rentables. En fait, on s’attend à ce que la corrélation entre le montant émis de dette ordinaire et le taux de coupon soit négative.

PENTE : La "pentification" de la courbe des taux est caractéristique des situations où les investisseurs anticipent de meilleures perspectives économiques, synonymes de diminutions du risque des affaires pour les entreprises. Une telle pentification justifierait une diminution du coût de financement. Dans certaines situations, la pente de la courbe peut signaler un risque de "surchauffe" de l'économie perçu par le marché obligataire… La sensibilité du taux de coupon au niveau des taux d’intérêt étant plus forte pour les émissions rachetables, on s’attend à ce que l’intensité de la corrélation à la pente soit plus faible pour ces dernières.

Annexe B : Complément d’analyse du tableau 1.

Le tableau 1 fournit dans sa première ligne les taux de coupon moyens. Il indique également, par le test de Student en dernière colonne, que ces taux de coupon moyens sont bien significativement différents, comme le suggère la figure 1. Le taux de coupon moyen est significativement plus élevé pour les titres rachetables que pour les titres ordinaires. L’écart est de 128 points de base, le taux de coupon des obligations rachetables est donc presque 20 % plus élevé que celui des obligations ordinaires. À titre de comparaison, Ederington et Stock (2002) trouvent 68 points de base sur leurs données. Le reste du tableau s’intéresse aux attributs des émissions, aux profils des émetteurs et aux contextes des émissions. Les dettes sélectionnées ont en moyenne une durée de vie contractuelle maximale comprise entre 11 et 12 ans, l’échéance moyenne des obligations ordinaires étant légèrement mais significativement plus longue que celles des dettes rachetables. Pour comparaison, Ederington et Stock (2002) ne retiennent que des dettes de maturité supérieure à 10 ans dont la moyenne atteint 17 ans et un semestre environ. Le montant des opérations de financement classique (en dollars) est supérieur, en moyenne, au montant des opérations assorties de clause de rachat. Pour comparaison, ces montants émis sont nettement supérieurs à ceux considérés par Ederington et Stock (2002). La différence de 25 millions de dollars perd de sa significativité en passant au logarithme, du fait de la moindre dispersion des données autour des deux moyennes. La notation moyenne des titres diffère significativement. La notation moyenne des émissions ordinaires est Baa1 (7,45), l’émission moyenne peut donc être qualifiée d’investment grade. La notation moyenne des obligations rachetables est Ba2 (11,5), ces émissions sont donc en moyenne « spéculatives ». La différence est significative. La taille moyenne des firmes émettrices de titres ordinaires est supérieure à celle des entreprises de titres rachetables (l’écart est de près de 30 %). Cette observation appuie la thèse de Güntay et al. (2004) selon laquelle les firmes de grande taille peuvent plus aisément accéder aux marchés de produits dérivés, et donc se passer de la possibilité de rachat pour se couvrir contre le risque de taux d’intérêt. Compte tenu de la dispersion des observations, cette différence n’est néanmoins significative qu’à 10 %. Logiquement par rapport aux notations, le levier financier est significativement plus élevé pour les firmes émettrices de titres rachetables. Cet écart, significatif au seuil de 1 %, indique que les entreprises les plus endettées (en termes relatifs et qui font donc face aux coûts de financement les plus importants) se dotent d’un moyen de modifier ultérieurement le coût et le montant de leur dette.

Haut de page

Notes

1 Cette possibilité tend néanmoins à ne plus être aussi systématique qu’auparavant. Sur le marché français, Elle s’est véritablement répandue à partir de 1986, comme l’indique Bellier-Delienne (2001) dans cette même revue. Crabbe et Helwege (1994, p. 5) font néanmoins le constat que “since 1982, however, an increasing percentage of corporate bond offerings has been noncallable, especially among investment-grade issuers”. Dans la suite de l’article, nous utiliserons les termes de rachat anticipés Nous souhaitons rappeler ainsi le caractère obligataire de la dette considérée dans cette étude. Notons également que nous ne traiterons dans notre article ni de la question du rachat anticipé effectif de la dette, ni des dettes bancaires assorties d’une possibilité de rachat. Ces deux problématiques nécessitent en effet des bases de données totalement différentes de celle collectée, et exploitée ci-après.

2 Le coupon étant assimilable à un prix, notre approche s’apparente aux modèles de régression hédonique très répandus en économie de l’immobilier.

3 On entend par là sans recours particulier aux méthodes de modélisation de l’ingénierie financière. Les travaux empiriques concernant les obligations rachetables ont, pour la plupart, utilisé les modèles de régression pour détecter les motivations, voire tester les théories expliquant l’inclusion d’un tel dispositif. À ce propos, il est intéressant de noter que les conclusions ont substantiellement changé ces dernières décennies. Dans Kish et Livingston (1992), les données ne soutiennent pas les hypothèses de flexibilité managériale, ni celles relevant d’avantages fiscaux et très peu celles associées à la théorie d’agence. Leurs résultats indiquent surtout que l’inclusion du dispositif est d’autant plus probable que le niveau des taux d’intérêt est fort et que la maturité de la dette est longue. N’arrivant pas à distinguer les différents problèmes d’agence, Crabbe et Helwege (1994) finissent par conclure que "the three agency theories of callability do not have sufficient empirical support to retain their position as the most prominent explanations of the use of call options on corporate bonds". À l’inverse, plus récemment, Banko et Zhou (2010) et Chen, Mao et Wang (2010) trouvent que les possibilités de rachat sont bien utilisées pour résoudre les situations où sévissent les coûts d’agence traditionnels comme le sous-investissement et le risque de substitution d’actifs.

4 Il est important, de noter que la sélection des données pour étudier des écarts de rémunération est un exercice délicat. Ederington et Stock (2002, p. 62) ont, par exemple, sélectionné des entreprises émettrices de dettes rachetables et non rachetables en s’assurant que « differences between callable and non-callable issues and issuers are statistically insignificant in most dimensions. ». Une telle stratégie conduit à s’exposer à différents biais d’échantillonnage et statistiques en cas d’utilisation de régressions. En contraignant aussi fortement le profil des entreprises retenues, on tend à exclure de l’échantillon les entreprises dont le profil différencié explique justement pourquoi elles recourent aux émissions rachetables ou non rachetables. On s’expose ici à un biais de sélection.

5 Dans notre contexte d’émission obligataire, la rémunération additionnelle moyenne demandée aux émetteurs de dette rachetable peut s’expliquer, par le fait que ces entreprises sont, en moyenne, plus mal notées par Moody’s et/ou par le fait qu’une même notation n’est pas appréhendée de la même manière pour les deux populations.

Haut de page

Pour citer cet article

Référence électronique

Maxime Debon, Franck Moraux et Patrick Navatte, « Le coût du financement par obligations rachetables : une étude empirique », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 18-2 | 2015, mis en ligne le 16 juillet 2015, consulté le 17 décembre 2017. URL : http://journals.openedition.org/fcs/1629 ; DOI : 10.4000/fcs.1629

Haut de page

Auteurs

Maxime Debon

Maître de conférences – Université d’Evry

Franck Moraux

Professeur des Universités – Université de Rennes 1

Patrick Navatte

Professeur des Universités – Université de Rennes 1

Haut de page

Droits d’auteur

Tous droits réservés

Haut de page