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L’effet De L’Endettement En Devises Sur La Performance De L’Entreprise

Salma Mefteh-Wali et Marie-Josèphe Rigobert

Résumés

Cet article étudie la relation entre l'utilisation de la dette libellée en devises étrangères et la performance de l'entreprise pour un échantillon de grandes entreprises françaises, non financières sur la période allant de 2005 à 2012. Cette période est décomposée en trois sous -périodes : avant, pendant et après la crise financière de 2008. L’endettement en devises étant à la fois une source de financement et un moyen de couverture, son effet sur la valeur de l’entreprise est analysé en utilisant des arguments de la théorie de la structure du capital et de la théorie de la couverture.

Nos principaux résultats montrent que l’endettement en devises, a un effet significatif sur la performance de l’entreprise mesurée par le Q de Tobin. Cet effet est positif en dehors de la période de crise et il est négatif pendant celle-ci. La relation positive constatée avant et après la crise est conforme aux prédictions des théories de la structure du capital et de la couverture qui expliquent la propension de l’endettement et de la dette en devises à créer de la valeur actionnariale. Pendant la crise, du fait de la forte volatilité des monnaies, l’endettement en devises apparaît comme une source de risque supplémentaire et détériore la performance.

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Texte intégral

1. Introduction

1Les entreprises s’endettent en devises pour couvrir leur exposition au risque de change, diversifier leurs sources de financement, réduire leur coût d’endettement et de transaction. Elles peuvent aussi spéculer en cherchant à tirer avantage d’un différentiel de taux d’intérêt si elles anticipent une déviation de la parité des taux d’intérêt non couverte (Keloharju et Niskanen, 2001). Elles courent alors le risque d’augmenter leur sensibilité aux fluctuations du taux de change (Hakkarainen et al., 1997, Allayannis et al., 2003). En empruntant en monnaie étrangère, les entreprises s’exposent à une variation défavorable de leurs annuités de remboursement du fait des fluctuations de cette devise par rapport à leur monnaie nationale. Mais quelles que soient leurs motivations, le choix de la dette en devises n’est pas sans conséquences sur leur valeur. Il peut tout aussi bien contribuer à l’accroître qu’à la diminuer. Cette dette ayant la particularité d’être à la fois une source de financement et un moyen de couverture, son effet sur la valeur doit être analysé à la lumière des théories de la couverture et de la structure du capital.

2Cet article a pour objet d’une part, d’étudier l’impact de l’endettement en devises sur la performance des entreprises françaises et d’autre part, d’examiner si celui-ci est identique avant, pendant et après la crise financière de 2008. Mais compte tenu de l’absence de consensus sur l’effet aussi bien de l’endettement que de la couverture sur la performance, nous ne faisons aucun présupposé sur le signe de la relation entre l’endettement libellé en devises et la performance de l’entreprise.

3Cet article apporte plusieurs contributions essentielles à la littérature empirique. Premièrement, il est, à notre connaissance, le premier à étudier la relation entre la dette libellée en devises et la performance pour un échantillon de sociétés non financières françaises, observées sur la période allant de 2005 à 2012. Ce faisant, il complète la littérature empirique sur l’incidence de la couverture sur la performance des firmes. Les études traitant de ce sujet sont peu nombreuses au niveau international et se sont focalisées sur le marché américain. Elles ont pour la plupart analysé le lien entre l’utilisation des produits dérivées et la valeur actionnariale de l’entreprise. Cependant, la prise en compte de l’endettement en devises dans l’analyse est justifiée. Plusieurs études ont, en effet, montré que la dette libellée en monnaie étrangère et les produits dérivés de change étaient des compléments (Eliott et al. 2003) ou des substituts (Batram et al., 2009, Géczy et al., 1997, Allayannis et Ofek, 2001, Judge, 2006, Aabo, 2006, Clark et Judge, 2009, Mefteh et Rigobert, 2013). Seules quelques rares études empiriques ont examiné l’effet de la dette en devises en devises sur la valeur (Allayannis et al., 2001, Clark et Judge, 2008 et Vivel et al., 2013). Cette étude est, à notre connaissance, la première sur les données françaises.

4Le choix des entreprises françaises est bien adapté à l’étude que nous avons réalisée car la France est une économie ouverte et un des principaux acteurs du commerce mondial. Les entreprises françaises effectuent plus de 35 % de leurs opérations commerciales avec les pays hors Zone et sont par conséquent très exposées au risque de change. Par ailleurs, le contexte institutionnel français présente des caractéristiques spécifiques. Les entreprises françaises se financent prioritairement par le canal du crédit bancaire bien qu’un mouvement de désintermédiation se soit amorcé depuis la crise financière de 2008. Le crédit bancaire représente en moyenne 62 % de l’endettement des sociétés non financières françaises. Cette prédominance du crédit bancaire n’est pas sans conséquences, à la fois sur la structure du capital et sur la performance des entreprises. Dans une économie d’intermédiation, les banques entretiennent des relations relativement étroites, fondées sur la confiance et établies de longue date, avec les entreprises. Elles bénéficient alors d’un accès privilégié à l’information interne des entreprises clientes. Ces relations de long terme peuvent permettre de réduire l’asymétrie d’information. Mais, étant souvent fondées sur des considérations de réputation et de prestige du dirigeant, elles peuvent permettre à celui-ci d’accroître son capital spécifique et d’assouplir les contraintes imposées par les banques (Charreaux, 1995). Les relations contractuelles de long terme peuvent également entraîner des situations de monopoles informationnels si la banque qui dispose de l’information privilégiée, en use pour évincer ses concurrents et imposer ses conditions de crédit à l’entreprise.

5Les marchés de capitaux français sont développés, bien que les banques jouent encore un rôle de premier plan dans le financement des entreprises. Par conséquent, la décision d’émettre de la dette en devises pour se financer résulte de critères économiques plutôt que de contraintes liées à l’étroitesse du marché, aux coûts de transaction ou au contrôle des changes. La tradition juridique française de droit civil diffère de la tradition anglo-saxonne du droit coutumier (common law). Ainsi, la fiscalité française, la loi sur les faillites, les modes de propriété du capital et la protection des investisseurs financiers (actionnaires et créanciers) influent sur la structure financière et sur la performance des entreprises (Rajan et Zingales, 1995, La Porta et al. 1997, 1998, 2002). Les entreprises françaises sont caractérisées par une forte concentration de l’actionnariat et une prédominance de l’actionnariat familial (Faccio et Lang, 2002). La concentration de l’actionnariat permet de mieux contrôler les dirigeants et tend à réduire les conflits d’agence entre les actionnaires et les dirigeants (type I). Elle peut permettre également à l’actionnaire majoritaire de s’approprier des bénéfices privés au détriment des actionnaires minoritaires et donner naissance à un conflit d’agence de type II (actionnaire majoritaire – actionnaire minoritaire) qui peut toutefois être atténué par la présence d’un second actionnaire de référence. Le cadre légal français offre une moins bonne protection aux investisseurs que celle qu’ils auraient dans les pays de tradition juridique anglo-saxonne (common law) (Mard et al. 2014).

6Deuxièmement, les études précédentes ont analysé soit l’effet de la couverture soit l’effet de la politique de financement sur la valeur de l’entreprise. Considérant la double nature de la dette en devises (source de financement et moyen de couverture), cet article explique cette relation en empruntant aux théories de la structure du capital et de la couverture des risques.

7Troisièmement, la période d’étude relativement longue permet d’appréhender l’influence de la crise financière de 2008 sur le recours à l’endettement en devise et ses conséquences sur la création de valeur des entreprises.

8Après l’introduction, cet article est organisé de la manière suivante. La section 2 développe une revue de la littérature. La section 3 décrit les données et la méthodologie. La section 4 présente et analyse les résultats des tests empiriques. La section 5 met en œuvre des tests de robustesse. Enfin la section 6 conclut.

2. Revue de la littérature

9Dans cette section, nous présentons une revue de la littérature sur le lien entre l’endettement en devises et la performance de l’entreprise. L’endettement en devises étant à la fois une source de financement et un moyen de couverture, nous faisons appel à la théorie de la structure du capital et la théorie de la couverture des risques financiers pour étudier son effet sur la valeur. Aucune de ces théories n’ayant permis d’aboutir à un consensus, nous présentons les arguments théoriques qui plaident en faveur d’un accroissement de la valeur actionnariale et présentons les études empiriques qui en attestent (2.1). Puis, nous exposons les raisons pour lesquelles la dette en devises peut réduire la valeur de la firme (2.2).

2.1. L’endettement en devises peut être créateur de valeur pour l’entreprise.

10La dette en devises est une composante de la dette totale et ses conséquences sur la performance s’expliquent par la théorie de la structure du capital. En se plaçant dans le cadre théorique d’un marché parfait, sans impôts et sans coûts de défaillance, Modigliani et Miller (1958) ont montré, que la valeur de l’entreprise est indépendante de son taux d’endettement. Mais dans la réalité, le marché n’est pas parfait et certains biais (la fiscalité, les coûts de faillite, l’asymétrie d’information, les conflits d’intérêt) conduisent à remettre en question cette hypothèse de neutralité de l’endettement. Modigliani et Miller (1963) introduisent la fiscalité des entreprises et démontrent que la déductibilité des frais financiers liés à l’endettement permet de bénéficier d’une économie d’impôts qui accroît la valeur de l’entreprise endettée. Celle-ci est alors égale à celle de la même entreprise non endettée à laquelle s’ajoute la valeur actuelle de l’avantage fiscal.

11L’existence de certaines imperfections remet aussi en cause la relation de proportionnalité entre la valeur de l’entreprise et l’avantage fiscal lié à l’endettement. S’appuyant sur la notion d’arbitrage, la théorie du compromis prend en compte les coûts de faillite (Myers, 1984), les coûts d’agence (Jensen et Meckling, 1976 ; Jensen, 1986). Lorsqu’une entreprise s’endette, elle bénéficie des économies d’impôts liés à l’endettement mais elle court le risque de se trouver en état de cessation de paiements si elle n’est pas en mesure d’honorer ses engagements. Les coûts directs et indirects liés à la faillite vont entraîner une perte de valeur. La confrontation des avantages fiscaux et des coûts de faillite permet d’atteindre un niveau d’endettement optimal qui permet de maximiser la valeur de l’entreprise. De même, l’introduction des coûts d’agence permet de déterminer un taux d’endettement optimal. Une société qui s’endette s’astreint à une meilleure gestion ; elle doit être en mesure de rembourser et rémunérer ses créanciers. L’endettement a un rôle disciplinaire car il limite le pouvoir discrétionnaire des dirigeants d’utiliser la trésorerie de l’entreprise et les oblige à utiliser les ressources uniquement pour créer de la valeur pour les actionnaires. Dans le même temps, l’endettement peut induire des coûts de contrôle si les créanciers mettent en place des clauses d’endettement afin de se prémunir des décisions que les dirigeants ou les actionnaires pourraient prendre en leur défaveur. L’endettement optimal qui résulte de la confrontation des coûts d’agence des actionnaires et de ceux des créanciers permet de maximiser la valeur.

12L’existence d’asymétries d’information entre les dirigeants et le marché va obliger ceux-ci à émettre un signal coûteux qui permette de valoriser correctement leur entreprise. L’endettement est un signal positif que le marché interprète comme une anticipation de bonnes performances (Ross, 1977).

  • 1 Mefteh et Rigobert (2013) ont montré que l’endettement en devises n’augmentait pas le risque de cha (...)

13L’endettement en devises peut être également un moyen de couverture naturelle du risque de change. En effet, pour éliminer le risque de change, les entreprises peuvent, par exemple, s’endetter en monnaie étrangère quand elles souhaitent réaliser un investissement direct dans un pays étranger. Elles diversifient leurs sources de financement, profitent du différentiel de taux d’intérêt et réduisent leur coût d’endettement. Cependant, lors du paiement des intérêts et du remboursement du capital, elles peuvent faire face à une exposition supplémentaire qui nécessitera une couverture avec des produits dérivés1. Elles peuvent également recourir à ce type de dette quand elles veulent compenser les revenus dont elles disposent dans une devise avec des décaissements dans la même devise. Selon la théorie financière, la couverture crée de la valeur parce qu’elle permet de réduire le montant des impôts à payer, de diminuer les coûts de faillite, d’atténuer le risque de sous-investissement, d’abaisser les coûts du financement externe et de prévenir les problèmes de trésorerie. En lissant les fluctuations du résultat, la couverture réduit le taux d’imposition effectif et allège la charge fiscale de l’entreprise. En effet, certaines dispositions fiscales (allègements d’impôts, crédits fiscaux, reports de pertes…) conduisent à une progressivité du montant de l’impôt à payer et à une convexité de la relation entre celui-ci et le résultat imposable de l’entreprise. La volatilité du résultat qui en résulte devient alors coûteuse pour l’entreprise et doit être couverte (Smith et Stulz, 1985). Si le résultat augmente fortement et excède les déductions fiscales autorisées, le montant de l’impôt à payer augmente. De même, s’il diminue au point d’être inférieur aux exonérations fiscales, l’entreprise ne s’acquitte pas de l’impôt. La couverture n’a d’effet positif sur la performance de la firme qu’à la condition que les gains qu’elle procure soient supérieurs aux coûts qu’elle engendre.

14La couverture est également bénéfique pour les entreprises qui craignent la défaillance financière. La menace de faillite peut amener les dirigeants à renoncer à des investissements qui augmenteraient ce risque et compromettraient leur propre richesse. Ce comportement induit des coûts d’agence supportés exclusivement par les actionnaires. Dans le même temps, les créanciers qui craignent d’être spoliés, se protègent en augmentant leurs taux d’intérêt, en exigeant des garanties, ou en imposant des clauses contractuelles pour limiter le risque. Cette protection entraîne des coûts qui sont imputés sur les flux de trésorerie revenant aux actionnaires. La perspective d’avoir à supporter ces coûts incite les entreprises à mettre en œuvre des programmes de gestion des risques pour diminuer la variabilité des flux de trésorerie, limiter les probabilités de défaillance et les coûts qui y sont associés (Smith et Stulz, 1985). En diminuant la volatilité des cash flows, la couverture permet la création de valeur. Une entreprise dont les cash flows sont très aléatoires ne peut pas saisir certaines opportunités d’investissement et est souvent contrainte de rechercher des financements externes pour pallier l’insuffisance de son autofinancement.

15Harvey et al. (2004) sont les seuls à avoir mis en évidence une relation positive entre la dette en devises et la valeur de l’entreprise pour un échantillon d’entreprises de 18 pays émergents étudiés sur la période allant de 1995 à 1996. Ils attribuent ce résultat au contrôle strict exercé par les prêteurs étrangers et à l’exigence de ces derniers en matière de qualité de l’information financière. Ces éléments contribuent à réduire l’asymétrie d’information, à limiter les coûts d’agence et à améliorer la valeur des entreprises qui émettent de la dette sur les marchés internationaux.

16Plusieurs études empiriques ont validé l’hypothèse d’une augmentation de la valeur actionnariale de l’entreprise du fait de la couverture des risques financiers. Ainsi, Allayannis et Weston (2001) ont confirmé l’existence d’une relation positive et significative entre l’utilisation des produits dérivés de change et la valeur de la firme pour un échantillon de 720 entreprises américaines étudiées sur la période allant de 1990 à 1995. Ils constatent que la gestion des risques accroît la valeur des entreprises d’environ 4 %. Graham et Rogers (2002) montrent que la couverture permet aux entreprises américaines d’augmenter leur capacité d’endettement et d’accroître leur valeur d’environ 1 %. Pramborg (2004) étudie l’effet de la couverture pour un échantillon d’entreprises suédoises sur la période 1997-2001 et constate que les entreprises qui couvrent leur exposition au risque sont mieux évaluées que celles qui ne le font pas. Clark et Mefteh, (2010) constatent, pour un échantillon de 176 entreprises françaises étudiées sur l’année 2004, que l’utilisation des produits dérivés de change augmente significativement la valeur de l’entreprise mais que cet effet positif est plus marqué pour les grandes entreprises et celles qui sont fortement exposées au risque de change. Bartram et al (2009, 2011) étudient un échantillon d’environ 7000 entreprises de 47 pays et confirment que la couverture crée de la valeur. Allayannis et al. (2012) analysent des entreprises de 39 pays. Ils remarquent que seules les entreprises qui ont une bonne gouvernance interne et situées dans des pays de tradition juridique anglo-saxonne bénéficient d’une prime de couverture de l’ordre de 9 % à 20 %. Vivel et al. (2013) trouvent que la prime de couverture est en moyenne de 1,53 % pour les produits dérivés de change alors qu’elle est de 7,52 % pour l’endettement en devises pour un échantillon d’entreprises espagnoles sur la période allant de 2004-2007.

17Au regard des développements précédents, nous proposons l’hypothèse positive suivante :

H1 : La performance de l’entreprise est positivement associée à l’endettement en devises.

2.2. L’endettement en devises n’augmente pas systématiquement la valeur de l’entreprise.

18Les économies d’impôts ne se traduisent pas toujours par une augmentation de la valeur de l’entreprise endettée. En effet, si elles ne bénéficient pas uniquement à l’entreprise et si on prend en compte la fiscalité des particuliers, Myers (1977) conclut que l’endettement n’a qu’un effet limité voire nul sur la performance de l’entreprise.

19Selon la théorie du financement hiérarchique (Myers et Majluf, 1984), les coûts d’anti-sélection résultant de l’asymétrie d’information entre les dirigeants et le marché, déterminent les choix financiers de l’entreprise. Les dirigeants, mieux informés de la santé financière et donc de la valeur de l’entreprise que le marché, établissent un ordre de préférence entre les différentes sources de financement disponibles. Ils privilégient l’autofinancement, puis l’endettement et enfin l’augmentation de capital. Cette priorité accordée à l’autofinancement, induit une relation négative entre l’endettement et la performance de l’entreprise.

20La couverture n’est pas non plus toujours créatrice de valeur. Selon la théorie de l’agence, les dirigeants sont les agents des actionnaires qui les mandatent pour maximiser la valeur des fonds propres qu’ils leur ont confiés. Mais, dans la réalité, leurs intérêts sont divergents et les dirigeants cherchent le plus souvent à maximiser leur fonction d’utilité personnelle. Leur capital humain étant en grande partie investi dans leur société et difficilement diversifiable en dehors de celle-ci, ils peuvent être alors tentés de mettre en place des programmes de couverture qui stabilisent la trésorerie mais ne maximisent pas la valeur actionnariale. De même, lorsque les dirigeants détiennent un bloc d’actions, ils ont tendance à s’engager dans des activités de couverture même quand celles-ci ne s’imposent pas, uniquement pour préserver leurs intérêts. Ils peuvent également utiliser la couverture afin que leur compétence et leur qualité managériale soit facilement et rapidement découverte par le marché (Breeden et Viswanathan ,1998)

21Il arrive également que la politique de gestion du risque de change adoptée ne soit pas pertinente et ne diminue pas l’exposition. Copeland et Joshi (1996) et Hagelin et Pramborg (2004) expliquent cette situation par la difficulté à anticiper l’ensemble des conséquences de la couverture sur la valeur de l’entreprise du fait de la complexité de la relation entre les taux change et différentes variables macroéconomiques (taux d’intérêt, indice des prix à la consommation, offre et demande de biens ou consommation des ménages). Enfin, l’utilisation de produits dérivés ou l’endettement en devises peuvent n’avoir pour seule finalité que la spéculation. Dans ce cas, la stratégie adoptée peut conduire les entreprises à accentuer volontairement leur exposition au risque et, le cas échéant, accepter une baisse de leur valeur actionnariale.

22Le coût de la couverture peut également réduire la valeur actionnariale si les actionnaires disposent d’un portefeuille diversifié. Ils peuvent, en effet, gérer les risques plus efficacement de façon individuelle que ne le peuvent les entreprises. Enfin, la couverture elle-même est une opération à VAN nulle. Moosa (2004) indique qu’à long terme, la couverture et l’absence de couverture conduisent aux mêmes résultats.

23Allayannis et al. (2003) constatent que l’endettement y compris l’endettement en devises, a un effet négatif sur la valeur des entreprises asiatiques observées sur la période allant de 1997 à 1999. Ghosh (2008) aboutit au même résultat pour les entreprises indiennes étudiées entre 1995 et 2004. Il montre que l’effet négatif de l’endettement est plus accentué pour les entreprises qui interviennent sur les marchés internationaux.

24Hagelin et al. (2007) confirment que la couverture, utilisée pour satisfaire la fonction d’utilité des dirigeants, détruit la valeur actionnariale. Nguyen et Faff (2007) trouvent une relation négative entre la couverture et la valeur des entreprises australiennes. Ben Kedhiri (2010), Ben Kedhiri et Folus (2010) obtiennent le même résultat pour des entreprises françaises observées sur la période allant de 2000 à 2002. Ils l’attribuent aux particularismes des entreprises, des marchés financiers français et aux comportements des investisseurs sur ces marchés. Clark et Judge (2009) montrent que l’endettement en devises n’améliore pas la valeur à moins qu’il ne soit combiné aux produits dérivés de change. Bartram (2004) et Jin et Jorion (2006) et Belghitar et al. (2013) concluent que la couverture n’a aucun effet sur la valeur des entreprises étudiées.

25Les développements précédents nous conduisent à émettre l’hypothèse négative suivante :

H2 : La performance de l’entreprise est négativement associée à l’endettement en devises

3. Les données et la méthodologie

26Cette section décrit l’échantillon et présente le modèle qui analyse la relation entre la valeur de l’entreprise et l’endettement en devises.

3.1. L’échantillon

  • 2 D’après Baltagi (2010), une structure cylindrée de données de panel permet d’éliminer tout biais ré (...)

27L’échantillon de départ est constitué de 250 entreprises françaises constituant le SBF250 observées sur la période allant de 2005 à 2012. Après avoir exclu les institutions financières, les entreprises ne divulguant pas d’informations sur leur politique d’endettement en devises étrangères et sur leur stratégie de couverture, et celles pour lesquelles les données comptables et financières sont manquantes, nous obtenons un échantillon final de 1096 année/entreprises. Le panel est cylindré, constitué de 137 entreprises par année2.

28Les données relatives aux politiques d’endettement en monnaie étrangère et de couverture des risques ont été collectées manuellement à partir des rapports annuels des sociétés. Les données boursières et les données comptables et financières sont extraites respectivement des bases de données Datastream et Thomson One Banker. Une entreprise est définitivement retenue dans l’échantillon si elle fournit des informations sur ses politiques d’endettement en devises et de couverture du risque de change et si elle est répertoriée dans les bases de données Datastream et Thomson One Banker.

3.2. La méthodologie

29Comme nous l’avons mentionné précédemment, nous étudions les conséquences d’un endettement en monnaie étrangère sur la valeur des sociétés non financières. Nous testons donc les deux hypothèses positive et négative sur le lien entre la dette en monnaie étrangère et la valeur de la firme.

30La période d’étude allant de 2005 à 2012 intègre la crise financière de 2008. Nous vérifions si cette crise a modifié la relation entre l’endettement en devises et la valeur des sociétés non financières. Pour ce faire, nous scindons la période d’étude en trois sous-périodes : la première qui couvre les années 2005 à 2007 précède la crise. La deuxième, de 2008 à 2009 correspond à la période de turbulences sur le marché de la dette. Et la troisième allant de 2010 à 2012 est postérieure à la crise financière.

31Pour vérifier l’effet de l’endettement en devises sur la valeur de l’entreprise, nous utilisons la représentation suivante :

Valeur de l’entreprise = f (endettement en devises, variables de contrôle).

32Dans cette sous-section section, nous présentons les variables retenues ainsi que le modèle d’analyse.

3.2.1 Les variables

La valeur de l’entreprise
  • 3 Nous adoptons l’approche traditionnelle de la mesure de la performance qui est focalisée sur la val (...)

33La valeur de l’entreprise est estimée à partir du Q de Tobin3 qui s’écrit de la manière suivante :

Image 100000000000026200000048DA969116.jpg

34Toutefois, la valeur de marché des dettes est approximée par leur valeur comptable.

35Le Q de Tobin est donc calculé de la manière suivante :

Image 10000000000002CA0000004B5316905B.jpg

  • 4 Cette formulation du Q de Tobin est critiquable. Premièrement l’estimation de la valeur de marché d (...)

4

36Au cours de la période d’étude, il est possible que certains évènements aient eu des répercussions sur la valeur du Tobin’s Q pour quelques entreprises. Pour le vérifier, nous avons calculé la moyenne et la médiane du Tobin’s Q. Pour les trois sous-périodes, la médiane du Tobin’s Q est inférieure à sa moyenne indiquant que la distribution est biaisée et ne suit pas une loi normale. Pour pallier ce problème de non normalité et éliminer les valeurs extrêmes, nous utilisons comme variable dépendante le logarithme népérien du Tobin’s Q noté LNTQ.

L’endettement en devises

37La dette libellée en devises est une composante de l’endettement total, et peut par conséquent avoir les mêmes conséquences sur la valeur qu’une dette en monnaie nationale. En étant libellée en devises, elle est utilisée comme un instrument de couverture mais peut aussi accroître la sensibilité au risque de change et nécessiter une couverture avec des produits dérivés. Dans ce cas, ses incidences sur la valeur peuvent être spécifiques.

38Le tableau 1 décrit la distribution de l’endettement en devises au cours de la période. La variable FDEBT mesure le pourcentage de l’endettement libellé en monnaie étrangère.

Tableau 1. Descriptif de l’endettement en devises au cours de la période d’étude

Ce tableau décrit l’endettement en devises. La variable FDEBT représente le taux de l’endettement total libellé en devises étrangères.

 

Période de PRECRISE
[2005-2007]

Période de CRISE
[2008-2009]

Période de POSTCRISE
[2010-2012]

Toute la période

Moyenne

0,1529

0,1513

0,1971

0,1662

Min

0

0

0

0

Max

1

1

1,1786

1,1786

Ecart Type

0,2268

0,2456

0,268

0,2465

  • 5 En 2009, le marché obligataire en euros a été fermé pendant cinq mois environ. Il ferme régulièreme (...)

39Les entreprises françaises ont eu recours à la dette en devises dans des proportions quasi similaires de l’ordre de 15 % avant et pendant la crise. Pendant la période postérieure à la crise, ce pourcentage augmente pour atteindre 19 % de leur endettement total. Durant la période de crise, la fermeture du marché obligataire en euro a conduit de nombreuses grandes sociétés françaises à se financer sur le marché obligataire en dollar ou en sterling5. Depuis 2010, les sociétés françaises ont réduit leur dépendance à l’égard des banques et diversifié leurs sources de financement. Cette diversification s’est effectuée notamment par le biais d’émissions d’obligations en devises (dollar, yen, livre sterling et renminbi…) ou de placements privés sur le marché américain (USPP) ou sur le marché allemand (Schuldschein) en USD, GBP ou CHF.

Les variables de contrôle

40Pour expliquer l’effet de l’endettement en devises sur la valeur de l’entreprise, il convient d’éliminer le bruit résultant d’autres variables. Pour ce faire, nous utilisons plusieurs variables de contrôle dont l’impact sur la valeur a été reconnu dans la littérature.

41- La couverture avec des instruments dérivés

42Comme nous l’avons indiqué précédemment, la couverture à l’aide des produits dérivés crée de la valeur pour l’entreprise car elle peut diminuer les impôts à payer, réduire les coûts de faillite et atténuer le risque de sous-investissement. En réduisant les fluctuations des résultats, elle améliore l’environnement informationnel et consécutivement les conditions du financement externe. Or, plusieurs études ont montré que l’endettement en devises et l’utilisation des produits dérivés de change constituent des stratégies de couverture complémentaires (Bartram et al. 2004) ou substituables (Eliott et al. 2003, Mefteh-Wali et Rigobert, 2013). Il convient donc de retenir la couverture à l’aide des dérivés comme variable de contrôle. La variable DERIV est égale à la valeur notionnelle du portefeuille de produits dérivés de change disponible à la date de clôture du bilan (31/12 de l’année ou à la clôture de l’année fiscale) divisé par la valeur comptable du total de l'actif.

43- La taille :

44L’effet de la taille sur la valeur de l’entreprise est ambigu (Peltzman, 1977, Mueller, 1987 et Allayannis et Weston, 2001). Les grandes entreprises, sont plus diversifiées et disposent de ressources humaines et financières plus importantes que leurs homologues de petite taille. Elles peuvent bénéficier d’économies d’échelle qui permettent d’augmenter leur valeur. Elles sont également moins sujettes aux asymétries d’information, peuvent accéder plus facilement aux marchés de la dette et obtenir des financements aux meilleurs coûts. La théorie de l’agence indique que les grandes entreprises sont plus souvent confrontées à des conflits d’agence entre les actionnaires et les dirigeants du fait de la séparation de la propriété et du contrôle (Jensen et Meckling, 1976). Warner (1977) trouve que les coûts directs de la faillite et par conséquent, leur impact négatif sur la valeur sont d’autant plus importants que l’entreprise est grande. Allayanis (2001), Allayanis et Weston (2001), Carter et al. (2006), constatent une relation négative entre la taille et la valeur de l’entreprise. A l’inverse, Jin et Jorion (2006), Rossi (2008) et Zou (2010) trouvent une relation positive. La taille de l’entreprise est mesurée par le logarithme népérien de la valeur comptable du l’actif total à la date de clôture de l’exercice comptable. Compte tenu des arguments avancés précédemment, nous n’émettons aucune hypothèse sur le signe de la relation entre la variable TAILLE et la variable LNTQ.

45- Le taux d’endettement

46D’une part, un taux d’endettement élevé peut avoir une incidence positive sur la valeur puisqu’il permet de bénéficier d’économies d’impôts, de réduire les conflits d’agence et de limiter les problèmes de sous-investissement. D’autre part, il accroît les risques de défaillance. McConnell et Servaes (1995) constatent une corrélation positive entre le taux d’endettement et la valeur tandis que Lang et al. (1996), Graham et Rogers (2002) ou Aggarwal et al. (2011) font le constat inverse. Nous n’émettons donc aucune hypothèse sur le signe de la relation entre la variable LEVIER et LNTQ. La variable LEVIER est mesurée par la valeur comptable des dettes à long terme divisée par la valeur comptable du total actif.

47- La distribution de dividendes

48Dans la littérature, la distribution de dividendes est souvent considérée comme un proxy de la capacité à accéder aux marchés financiers. Les entreprises dont les ressources propres et l’accès aux marchés financiers sont limités, ne peuvent investir que dans le projet ayant la valeur actuelle nette la plus élevée et renoncent à d’autres projets qui pourraient être créateurs de valeur. Jin et Jorion (2006) émettent alors l’hypothèse d’une relation négative entre la distribution de dividendes et la valeur. Allayanis et Weston (2001) considèrent, au contraire, que l’investissement dans les projets les plus rentables peut améliorer la valeur. Par ailleurs, les entreprises qui distribuent des dividendes aux actionnaires dégagent généralement des bénéfices et n’ont pas besoin d’emprunter. La distribution de dividendes est un moyen de signaler leur bonne santé aux investisseurs. La politique de dividende est représentée par le taux de rendement du dividende (dividende versé/ cours de l’action en fin d’année), noté DIV dans la suite de l’étude. Compte tenu des arguments avancés précédemment, le signe de la relation entre Q et DIV n’est pas défini.

49- Les opportunités d’investissement

50La valeur de marché d'une entreprise intègre la valeur actuelle de ses
futures opportunités d'investissement (Myers, 1977). Elle est donc d’autant plus élevée que celles-ci sont importantes. Dans certains cas, les imperfections du marché (coûts de transaction, asymétrie d’information) renchérissent le coût du financement externe et empêchent les entreprises de saisir certaines opportunités. Allayannis et Weston (2001) et Jin et Jorion (2006) trouvent une relation positive entre les opportunités de croissance et la valeur de l’entreprise. Les opportunités de croissance sont estimées en rapportant le montant des dépenses d’investissement en immobilisations corporelles à la valeur de marché de la société (ratio CAPEX). Nous escomptons une relation positive entre la variable CAPEX et le LNTQ.

51- La liquidité

52Les entreprises qui disposent de liquidités ont moins de risque de se trouver en situation de cessation de paiement. On peut alors s’attendre à une corrélation positive entre la liquidité et la valeur. Mais si l’on se réfère à Jensen (1986), l’existence du free cash-flow peut inciter les dirigeants à investir dans des projets peu rentables et dans ce cas, la corrélation est négative. Nous mesurons la liquidité de l’entreprise par le ratio LIQUIDITE qui est égal à la somme des disponibilités, des placements à court terme et des effets à recevoir rapportée à la valeur comptable des dettes à court terme. Le signe de la relation entre le ratio LIQUIDITE et LNTQ n’est pas déterminé.

53- L’effet du secteur d’activité

54Les sociétés qui exercent la même activité sont soumises à des contraintes similaires (investissement, technologie…) qui vont induire des besoins de financement identiques et ont par conséquent le même profil de structure financière.

55Les entreprises de l’échantillon relèvent de onze branches d’activité selon la classification de Campbell (1996). Partant, l’appartenance à un secteur d’activité est contrôlée par des variables muettes (avec Di =1 si la principale activité de l’entreprise appartient au secteur d’activité i et 0 sinon).

3.2.2. Le modèle d’analyse

  • 6 Les résultats du test sont reportés dans le tableau 5.

56Nous utilisons tout d’abord une régression MCO sur données empilées (Pooled OLS regression) pour tester l’impact de la dette en devises sur la valeur de l’entreprise. Toutefois, ce modèle ne tenant pas compte d’une éventuelle hétérogénéité individuelle, nous avons également utilisé les modèles spécifiques aux données de panel qui permettent de neutraliser l’effet des variables individuelles manquantes (ou inobservables) en utilisant la dimension temporelle des données. Pour traiter les variables individuelles inobservables, deux modèles sont utilisés. Le premier, à effet individuel aléatoire fait l’hypothèse d’une absence de corrélation entre les variables explicatives du modèle et les variables individuelles inobservables. Le second, à effet fixe admet cette corrélation. Pour choisir entre ces deux modèles nous avons réalisé un test de Haussmann (1978) qui a permis de conclure que le modèle à effet fixe est le mieux adapté à notre échantillon6.

57Le modèle s’écrit :

Image 100000000000026A000000443893EF72.jpg

58A l’instar d’Allayannis et Weston (2001) qui utilisent également une spécification sur données empilées et un modèle à effet fixe pour étudier l’impact des produits dérivés de change sur la valeur de l’entreprise, nous présentons les résultats des deux modèles dans le même tableau.

59Le tableau 2 présente la distribution statistique des différentes variables utilisées dans l’analyse empirique sur toute la période, c’est-à-dire de 2005 à 2012. Le Q de Tobin moyen est égal à 1,062 indiquant que la valeur de marché des entreprises de l’échantillon est supérieure à leur valeur comptable. Les investisseurs semblent donc avoir dans l’ensemble légèrement surévalué les entreprises françaises. L’écart-type du Q de Tobin est relativement élevé ce qui signifie que certaines entreprises de l’échantillon ont une faible valeur de marché.

60La valeur du Q de Tobin est très inférieure à celles observées dans d’autres études. Par exemple, Clark et Judge (2009), Ben Khediri et Folus (2010) et Vivel et al. (2013) trouvent respectivement des Q de Tobin moyens de 2,448, 1,71 et 1,57. La faible valeur du Q de Tobin peut s’expliquer par la durée de la période d’étude et la prise en compte de la crise financière. Le Q de Tobin moyen qui est égal à 1,34 pendant la période précédant la crise, passe à 0,75 pendant la crise et à 0,90 après la crise.

61La dette en devises représente en moyenne 4,29 % du total de l’endettement des entreprises. Dans certains cas, ce pourcentage s’élève à 43,44 %. Certaines entreprises ne sont pas endettées en dehors des frontières.

62La valeur notionnelle moyenne du portefeuille de produits dérivés représente environ 9 % du total de l’actif pour l’ensemble de la période d’étude. Certaines entreprises de l’échantillon, n’utilisent pas de produits dérivés de change.

63Certaines entreprises ne contractent pas de dettes, d’autres au contraire, ont un taux d’endettement qui peut atteindre jusqu’à 46,7 %. Le taux d’endettement moyen à long terme de 15 % est très inférieur au taux de 72 % trouvé par Vivel et al. (2013) pour un échantillon d’entreprises espagnoles.

64Le ratio de liquidité immédiate de 1,0164 atteste que les entreprises ne souffrent pas d’un problème de liquidité.

Tableau 2. Distribution statistique des variables.

Ce tableau présente la distribution statistique des variables. Tobin’s Q est égal à la somme de la Capitalisation boursière et de la valeur comptable des dettes divisée par la valeur comptable du total actif. LNTQ est le logarithme népérien de Tobin’s Q. FDEBT mesure le pourcentage de l’endettement libellé en monnaie étrangère. DERIV est égale à la valeur notionnelle du portefeuille de produits dérivés de change au 31/12 de l’année divisée par la valeur comptable du total actif. La TAILLE est le logarithme népérien de la valeur comptable du total actif. LEVIER est la valeur comptable des dettes à long terme divisée par la valeur comptable du total actif. DIV est égal au dividende versé divisé par le cours de l’action en fin d’année. CAPEX est égal au montant des dépenses d’investissement en immobilisations corporelles sur la valeur de marché de la société. LIQUIDITE est égale à la somme des disponibilités, des placements à court terme et des effets à recevoir rapportée à la valeur comptable des dettes à court terme

 

Min

Médiane

Moyenne

Max

Ecart-Type

Tobin’s Q

0,3013

0,8201

1,0620

3,3909

0,6268

LNTQ

-1,3956

-0,1983

-0,1466

1,4951

0,5546

FDEBT

0,0000

0,0096

0,0429

0,4344

0,0820

DERIV

0,0000

0,0085

0,0910

1,0995

0,1993

TAILLE

16,3561

20,4433

20,6328

25,2508

2,2593

LEVIER

0,0000

0,1372

0,1533

0,4670

0,1210

DIV

0,0000

1,7896

2,0543

8,1818

2,0066

CAPEX

0,2900

3,5913

4,3277

16,8425

3,3765

LIQUIDITE

0,2888

0,9083

1,0164

2,9405

0,5140

65Le tableau 3 présente la matrice de corrélation des variables d’étude. La valeur de l’entreprise (LNTQ) est négativement et significativement corrélée avec sa taille et sa politique de versement de dividendes. En revanche, la corrélation entre LNTQ et les variables FEDBT et LIQUIDITE est positive et significative.

  • 7 Le VIF associé à une variable est défini comme l’inverse de (1-R2) ou R2 est le coefficient de déte (...)

66Comme le montrent les résultats repris dans le tableau 3, les corrélations des différentes variables du modèle d’analyse sont significatives. Partant, nous avons procédé à un test de multicolinéarité comme proposé par Kennedy (1992). Nous avons estimé les modèles par la méthode de moindres carrés ordinaires pour calculer les facteurs d’inflation de la variance (VIF).7 Les valeurs des VIF obtenues étant inférieures à 2,95, tout problème de multicolinéarité a pu être écarté. Il est en effet généralement admis que la multicolinéarité est importante des lors que le VIF est supérieur à 10.

Tableau 3. Matrice de corrélation

Ce tableau présente la matrice de corrélation des variables. La variable dépendante est LNTQ, est le logarithme népérien du Tobin’s Q qui est égal à la somme de la capitalisation boursière et de la valeur comptable des dettes divisé par la valeur comptable du total actif. FDEBT mesure le pourcentage de l’endettement libellé en monnaie étrangère. DERIV est égal à la valeur notionnelle du portefeuille de produits dérivés de change au 31/12 de l’année divisé par la valeur comptable du total actif. La TAILLE est le logarithme népérien de la valeur comptable du total actif. LEVIER est la valeur comptable des dettes à long terme divisée par la valeur comptable du total actif. DIV est égal au dividende versé/ cours de l’action en fin d’année. CAPEX est égal au montant des dépenses d’investissement en immobilisations corporelles sur la valeur de marché de la société. LIQUIDITE est égale à la somme des disponibilités, des placements à court terme et des effets à recevoir rapportée à la valeur comptable des dettes à court terme. * indique une corrélation significative à 5 %.

LNTQ

FDEBT

DERIV

TAILLE

LEVIER

DIV

CAPEX

LIQUIDITE

LNTQ

1,0000

FDEBT

0,0218*

1,0000

DERIV

-0,0119

0,2785*

1,0000

TAILLE

-0,1948*

0,1275*

0,0833*

1,0000

LEVIER

-0,0245

0,2590*

-0,0193

0,3188*

1,0000

DIV

-0,1061*

0,0262

0,0207

0,2971*

0,0222

1,0000

CAPEX

0,0490

0,1343*

0,0569

0,1496*

0,1625*

0,1454*

1,0000

LIQUIDITE

0,4249*

-0,0423

-0,0138

-0,3371*

-0,2589*

-0,0417

-0,1156*

1,0000

4. Les résultats

  • 8 Plusieurs études montrent que l’endettement en devises est un moyen de couverture qui peut soit com (...)

67La littérature théorique et empirique justifie la couverture, et par conséquent la dette en monnaie étrangère8, par sa propension à améliorer la valeur actionnariale. La valeur moyenne des entreprises qui gèrent leur exposition au risque de change est donc supposée être supérieure à celle des sociétés qui ne la gèrent pas. Pour le vérifier nous utilisons un test non paramétrique et comparons la moyenne du Tobin’s Q pour deux sous-échantillons : l’un constitué des sociétés endettées en devises et l’autre composé de celles qui n’utilisent pas la dette en devises. Nous mettons en œuvre un test de comparaison de moyennes des deux groupes pour examiner et tester statistiquement si la valeur de l’entreprise mesurée par le Tobin’s Q est différente selon que l’entreprise utilise la dette en devises ou n’y a pas recours. Les résultats du t-test repris dans le tableau 4 montrent une différence entre les moyennes des Tobin’s Q des entreprises qui utilisent la dette en devises et celles qui n’y ont pas recours. Quelle que soit la période considérée, la valeur moyenne des premières est systématiquement supérieure à celle des secondes. Cependant la différence de valeur n’est significative que pour l’ensemble de la période et pour celle qui précède la crise. Ces résultats corroborent les arguments avancés dans la littérature sur la couverture.

68Si l’on se réfère à la théorie du signal (Ross, 1977), les entreprises qui s’endettent en devises envoient un signal positif au marché. Elles informent les investisseurs de leur capacité à dégager les flux financiers nécessaires au remboursement du capital et au paiement des intérêts de la dette. Elles attestent aussi de leur confiance dans leur plan de développement futur.

Tableau 4. Comparaison des moyennes du Tobin’s Q.

Endettées en devises

Non endettées en devises

P value

Toute la période

1,0642

0,9815

0.0213

Période pré-crise [2005-2007]

1,3464

1,2367

0.0621

Période de crise [2008-2009]

0,8814

0,8046

0.2254

Période post-crise [2010-2012]

0,8702

0,8369

0.5739

69Le tableau 5 reproduit les résultats de l’estimation du modèle en utilisant une régression MCO sur données empilées et puis sur données de panel à effet fixe pour les périodes antérieure et postérieure à la crise et pour l’intervalle de crise correspondant aux années 2008 et 2009.

70Les résultats montrent que le signe et la significativité de la variable clé, l’endettement en devises, sont similaires dans les deux types de régressions. Concernant les variables de contrôle, les signes ainsi que les taux de significativité sont identiques dans les deux régressions à l’exception de la variable LIQUIDITE qui est statistiquement significative dans le modèle sur données empilées.

71L’endettement en devises, a un effet positif et significatif sur la valeur au cours des périodes pré-crise et post-crise, respectivement au seuil de 5 % et de 10 %. Pendant la crise, cet effet est négatif et significatif au seuil de 10 %.

72L’effet positif de l’endettement en devises sur la valeur pendant la période qui précède la crise et pendant celle qui la suit peut avoir plusieurs explications. Le marché semble interpréter l’endettement en monnaie étrangère comme un signal de bonne réputation des entreprises qui y ont recours. Il perçoit alors ces dernières comme des sociétés performantes, efficaces, rentables. Comme le suggère Harvey et al. (2004), les exigences des investisseurs étrangers en matière d’information et de transparence ont pu contribuer à réduire l’asymétrie d’information, à limiter les coûts d’agence et à augmenter la valeur des sociétés françaises endettées en devises. Mefteh-Wali et Rigobert (2013) constatent que les entreprises françaises, étudiées sur la période allant de 2002 à 2010, utilisent la dette en devises à des fins de couverture et en remplacement des produits dérivés de change. On peut alors penser que les entreprises ont pu bénéficier de cette couverture naturelle contre de risque de change, avant et après la crise.

73La couverture a un effet positif sur la valeur parce qu’elle réduit la volatilité des cash-flows. Or, la forte volatilité de l’euro durant la période de crise a pu amener les investisseurs à douter de la capacité des entreprises françaises à être compétitives, à maintenir le niveau de leur chiffre d’affaires et leurs cash-flows. Ces résultats corroborent ceux d’Allayanis et al. (2003) et Ghosh (2008). En période de crise, l’asymétrie d’information peut être plus forte et induire un biais domestique important dans le portefeuille des investisseurs, en particulier, pour les émissions d’obligations les moins bien notées.

74La relation entre les variables DERIV et LNTQ est négative et significative uniquement avant et pendant la crise. Ces résultats confirment ceux de Ben Khediri et Folus (2010). Ces auteurs constatent, pour un échantillon d’entreprises françaises étudiées pour la période 2000-2002, que celles qui gèrent leurs risques à l’aide de produits dérivés ont une valeur plus faible que celles qui ne couvrent pas leur exposition. Ces résultats peuvent s’expliquer par le contexte institutionnel et certaines spécificités françaises. La forte concentration de la propriété et l’importance de l’actionnariat familial induisent une forte asymétrie d’information. Les familles fondatrices ont souvent des portefeuilles assez peu diversifiés et peuvent être tentées de réduire les risques financiers en utilisant les produits dérivés même si cette décision ne maximise pas la valeur (Aabo et al., 2011). Les investisseurs peuvent être alors, comme le suggèrent Ben Khediri et Folus (2010), dans l’impossibilité de distinguer entre un usage pour la couverture ou pour satisfaire la fonction d’utilité des familles fondatrices et des dirigeants. La relation négative entre les variables DERIV et LNTQ peut également s’expliquer par le système légal français qui repose sur le droit civil. Allayannis et al. (2012) constatent que l’utilisation des produits dérivés permet d’accroître la valeur uniquement pour les entreprises qui ont une bonne gouvernance et sont situées dans les pays de tradition juridique anglo-saxonne du droit coutumier (common law) dans lesquels la protection des actionnaires est forte et les droits des créditeurs sont importants (La Porta et al.1998, 2002 et Pinkowitz et al. 2006). Par ailleurs, les investisseurs institutionnels qui détiennent une part de plus en plus importante dans le capital des sociétés françaises cotées, disposent de portefeuilles bien diversifiés et sont en mesure de gérer le risque de change bien mieux que ne le feraient les sociétés en utilisant des produits dérivés. En période de crise économique et d’euro fort, les règles de communication sur les instruments financiers édictées par la norme IFRS 7 peuvent aussi s’avérer insuffisantes pour permettre d’appréhender correctement l’impact du taux de change sur les agrégats financiers et par conséquent, sur la valeur des entreprises. La relation entre l’utilisation des produits dérivés et la valeur de l’entreprise est positive pour la période postérieure à la crise mais n’est pas significative.

75Le coefficient de la variable TAILLE est négatif pour toutes les périodes. Il n’est significatif que pour la période qui précède la crise et pour celle qui l’intègre. La valeur du Q de Tobin des grandes entreprises est inférieure à celle des petites entreprises. Ces résultats confirment ceux de Stulz et Lang (1994), d’Allayanis (2001), Allayanis et Weston (2001), Carter et al. (2006).

76Le coefficient de la variable LEVIER est positif pour toutes les périodes et significatif avant et après la crise. La performance des entreprises est d’autant plus élevée qu’elles sont endettées. Ce résultat correspond aux prédictions des théories de la structure du capital (Modigliani et Miller (1963), du trade-off et du signal) qui stipulent que l’endettement, en permettant de réaliser des économies d’impôt, en contrôlant et disciplinant les dirigeants, ou en signalant les performances de l’entreprise au marché, accroît la valeur actionnariale. Cette relation positive entre le levier et le Q de Tobin peut s’expliquer par le fait que l’intermédiation bancaire demeure encore importante en France.

77La relation entre DIV et LNTQ est négative mais significative uniquement pendant et après la crise. Ce résultat va dans le même sens que ceux de Jin et Jorion (2006) ou Allayanis et Weston (2001). Il corrobore l’hypothèse selon laquelle les entreprises qui ne peuvent pas accéder aux marchés financiers réalisent uniquement les projets dont la valeur actuelle nette est positive et qui sont par conséquent créateurs de valeur. Cette relation peut également indiquer que le dividende ne constitue pas un signal efficace, en raison de la concentration de l’actionnariat des entreprises françaises et des liens étroits qu’elles entretiennent avec les banques (Antoniou et al.,2008)

78Les opportunités d’investissement ont un impact significatif et négatif sur la valeur pendant la crise et positive après la crise. Plusieurs explications peuvent être avancées pour expliquer le signe négatif de la variable CAPEX pendant la période allant de 2008 à 2009. Premièrement, la crise hypothèque la rentabilité attendue des investissements réalisés en augmentant la volatilité des flux de trésorerie futurs. Deuxièmement, depuis une dizaine d’années et en particulier durant la crise financière de 2008, les entreprises les mieux valorisées par le marché ne sont pas celles qui ont réalisé des investissements massifs.

79La relation entre LNTQ et respectivement la liquidité et le secteur d’activité (IND) est positive. Elle est significative pendant et après la crise, dans le premier cas.

Tableau 5. Endettement en devises et valeur d’entreprise

Ce tableau présente les résultats de l’estimation du modèle 1 pour trois sous-périodes en utilisant une spécification empilée et puis sur données de panel à effet fixe. La période de PRECRISE s’étend de 2005 à 2007. La période CRISE couvre les années 2008 et 2009. La période POSTCRISE va de 2010 à 2012. La variable dépendante est LNTQ est le logarithme népérien de Tobin’s Q qui est égal à la somme de la Capitalisation boursière et la valeur comptable des dettes divisée par la valeur comptable du total actif. FDEBT mesure le pourcentage de l’endettement libellé en monnaie étrangère. DERIV est égale à la valeur notionnelle du portefeuille de produits dérivés de change au 31/12 de l’année divisé par la valeur comptable du total actif. La TAILLE est le logarithme népérien de la valeur comptable du total actif. LEVIER est la valeur comptable des dettes à long terme divisée par la valeur comptable du total actif. DIV est égal à dividende versé/ cours de l’action en fin d’année. CAPEX est égal au montant des dépenses d’investissement en immobilisations corporelles sur la valeur de marché de la société. LIQUIDITE est égale à la somme des disponibilités, des placements à court terme et des effets à recevoir rapportée à la valeur comptable des dettes à court terme. Les chiffres entre parenthèses sont les p-values. ***, **, * indiquent si la variable est significative respectivement au taux de 1 %, 5 % ou 10 %.

PRECRISE

CRISE

POSTCRISE

Regression empilée

Effet fixe

Regression empilée

Effet fixe

Regression empilée

Effet fixe

Constante

8,165
(0,0000)

9,3048

(0,0000)

-11,3046
(0,0000)

11,3178

(0,0010)

0,336
(0,115)

-0,4940

(0,4060)

FDEBT

0,3860**
(0,0289)

0,5161**

(0,0297)

-0,1337*
(0,0717)

-0,1793*

(0,0814)

0,5707**
(0,0530)

0,1827*

(0,0668)

DERIV

-0,0216*
(0,0870)

-0,4131*

(0,0720)

-0,0736*
(0,0622)

-0,7276**

(0,0100)

0,0884
(0,397)

0,1164

(0,4900)

TAILLE

-0,0275**
(0,011)

-0,4584***

(0,0000)

-0,0119**
(0,037)

-0,5660***

(0,0010)

-0,0074
(0,561)

-0,0157

(0,5450)

LEVIER

0,09677*
(0,0615)

1,0408***

(0,0000)

0,0267
(0,8150)

0,2452

(0,4210)

0,0102*
(0,0933)

0,5292*

(0,1000)

DIV

-0,0161
(0,2790)

-0,0151

(0,4750)

-0,0202***
(0,0100)

-0,0394***

(0,0030)

-0,0113**
(0,0167)

-0,0759**

(0,0380)

CAPEX

0,0110
(0,6050)

0,0105

(0,2450)

-0,4119***
(0,0000)

-0,0216***

(0,0100)

0,5441***
(0,0000)

0,0368*

(0,0800)

LIQUIDITE

0,3665***
(0,0000)

0,0297

(0,7100)

0,4273
(0,1750)

0,1318

(0,1970)

0,2488**
(0,0313)

0,3902***

(0,0000)

Secteur d’activité

NON

OUI

NON

OUI

NON

OUI

F-statistique

15,82

6,60

10,98

6,33

12,90

4,95

Prob > F

0.0000

0,0000

0,0000

0,0000

0,000

0,000

chi2 (Test de Hausmann)

51,11

50,08

43,81

Prob>chi2

0,0000

0,0000

0,0000

Adjusted R squared

0,2047

0,2036

0,2042

0,1819

0,2458

0,1934

5. Tests de robustesse

5.1. Le ratio de Marris : Mesure de la performance de l’entreprise

80La performance de l’entreprise a été estimée à partir du ratio Q de Tobin lequel intègre aussi bien au numérateur qu’au dénominateur la valeur comptable des dettes, composée en partie la dette en devise. Pour vérifier la robustesse de nos résultats, nous utilisons le ratio de Marris comme proxy du Q de Tobin. Il est calculé en rapportant la capitalisation boursière à la valeur comptable des capitaux propres.

81Le modèle (1) est ré-estimé en considérant le ratio de Marris comme valeur dépendante. Les résultats présentés dans le tableau 6, montrent que la variable clé, FDEBT, a exactement le même signe que dans le tableau 5. FDEBT perd sa significativité uniquement quand le modèle est estimé par MCO sur données empilées sur la période PRECRISE. Ceci atteste que nos résultats sont robustes.

Tableau 6. Endettement en devises et Ratio de Marris

Ce tableau présente les résultats de l’estimation du modèle 1 pour trois sous-périodes en utilisant d’abord une spécification empilée puis, sur données de panel à effet fixe. La période de PRECRISE s’étend de 2005 à 2007. La période CRISE couvre les années 2008 et 2009. La période POSTCRISE va de 2010 à 2012. La variable dépendante est le ratio de Marris qui est égal à la Capitalisation boursière divisée par la valeur comptable des dettes. Les définitions des autres variables sont les mêmes que dans le tableau 5. Les chiffres entre parenthèses sont les p-values. ***, **, * indiquent si la variable est significative respectivement au taux de 1 %, 5 % ou 10 %.

PRECRISE

CRISE

POSTCRISE

Regression empilée

Effet fixe

Regression empilée

Effet fixe

Regression empilée

Effet fixe

Constant

2,145

1,614

1,0139

-1,1272

-0,360

0,458

(0,0104)

(0,446)

(0,0482)

(0,0737)

(0,0353)

(0,150)

FDEBT

0,0146

0,0251**

-0,0052*

-0,0321*

0,8903***

0,0209**

(0,1127)

(0,0269)

(0,0853)

(0,0998)

(0,0039)

(0,0345)

DERIV

-0,0022*

-0,0013*

-0,0047**

-0,0037

0,5001

1,331*

(0,0553)

(0,0901)

(0,0334)

(0,1655)

(0,3901)

(0,0946)

TAILLE

-0,0053**

-0,0285**

-0,0916

-0,0561*

-0,0196**

-0,0438

(0,0434)

(0,0422)

(0,6134)

(0,0768)

(0,0409)

(0,330)

LEVIER

-0,0782**

-0,132*

-0,0276

-0,400*

-2,2435*

-2,241

(0,0336)

(0,0628)

(0,244)

(0,0593)

(0,0537)

(0,276)

DIV

-0,0034*

-0,0056

-0,0008*

-0,0031

0,0273

0,142

(0,0715)

(0,358)

(0,0748)

(0,168)

(0,614)

(0,719)

CAPEX

0,0007

0,0006*

-0,0003

-0,0002

0,0248*

0,200*

(0,388)

(0,0925)

(0,428)

(0,140)

(0,0815)

(0,0551)

LIQUIDITE

0,0084

0,0069

0,0076**

0,0365**

0,4042*

0,449*

(0,6371)

(0,1322)

(0,0158)

(0,0385)

(0,0689)

(0,0940)

Secteur d’activité

NON

OUI

NON

OUI

NON

OUI

F-statistique

12,82

7,60

9,98

7,33

10,90

5,95

Prob > F

0,0000

0,0000

0,0000

0,0000

0,000

0,000

Adjusted R-squared

0,097

0,08

0,114

0,148

0,090

0,105

5.2 Test d’endogénéité

82Dans la régression (1), la variable clé, FDEBT, peut être corrélée avec la taille de la firme, le ratio d’endettement, l’utilisation des produits dérivés et l’endettement en devises de l’entreprise. Par conséquent, nos résultats peuvent souffrir d’un problème d’endogénéité résultant de la relation théorique entre FDEBT et d’autres variables de contrôle dans la régression. Nous utilisons le test de Durbin-Wu-Hausman pour vérifier l’existence d’un problème d’endogénéité dans le modèle utilisé. Ce test est spécifié par Hausman (1978).

83Le test de Durbin-Wu-Hausman a été réalisé en deux étapes. Dans la première étape, la variable FDEBT est régressée sur toutes les autres variables indépendantes du modèle (1) pour obtenir le terme d’erreur £i. Dans la deuxième étape, £i. est inclus dans la régression (1) parmi les variables indépendantes. La significativité du £i est ensuite testée à l’aide d’un test de Student.

84Le tableau 7 reproduit les résultats du test de Durbin-Wu-Hausman. Ils nous permettent d’une part, de vérifier la stabilité des résultats obtenue avec l’estimation à effets fixes et d’autre part, de tester l’hypothèse d’endogénéité. Les signes des coefficients des différentes variables sont les mêmes que ceux constatés dans le tableau 5 et conduisent aux mêmes conclusions.

85Le coefficient du £i tel qu’il apparaît dans ce tableau n’est pas significatif. L’hypothèse d’endogénéité est rejetée et les tests réalisés sont donc robustes.

Tableau 7. Résultat de l’estimation du modèle de Durbin-Wu-Hausman.

Ce tableau présente les résultats de la deuxième étape du test de Durbin-Wu-Hausman. £i est le terme d’erreur de la régression de FDEBT sur toutes les autres variables indépendantes du modèle (1). Toutes les autres variables sont comme définies dans le tableau 5. ***, **, * indiquent si la variable est significative respectivement au taux de 1 %, 5 % ou 10 %.

PRECRISE

CRISE

POSTCRISE

Coefficient

Pvalue

Coefficient

Pvalue

Coefficient

Pvalue

Constante

9,3927***

0,0000

11,2870***

0,0010

-0,4604

0,4230

DERIV

-0,3763

0,1090

-0,7404***

0,0100

0,1294

0,4250

TAILLE

-0,4619***

0,0000

-0,5648***

0,0010

-0,0170

0,5000

LEVIER

1,0701***

0,0000

0,2350

0,4420

0,5396*

0,0930

DIV

-0,0142

0,5060

-0,0397***

0,0020

-0,0756**

0,0380

CAPEX

0,0101

0,2590

-0,0214***

0,0100

0,0367*

0,0810

LIQUIDITE

0,0250

0,7530

0,1334

0,1890

0,3885***

0,0000

£i

0,0054

0,2750

0,0016

0,7280

0,0105

0,1830

F statistique

6,60

6,63

4,95

Prob > F

0,0000

0,0000

0,0000

Adjusted R-squared

0,2056

0,2629

0,2134

6. Conclusion

86Cette étude examine la relation entre l’endettement en devises et la performance de l’entreprise pour un échantillon d’entreprises françaises observées sur une période allant de 2005 à 2012. La période d’étude intégrant la crise financière de 2008, nous avons étudié cette relation sur trois sous-périodes : avant, pendant et après la crise. La dette en devises étant à la fois une source de financement et un moyen de couverture, son effet sur la valeur de l’entreprise est analysé à partir des arguments de la théorie de la couverture et la théorie de la structure du capital.

87Les résultats de l’étude empirique montrent que l’endettement en devises a une incidence positive sur performance de l’entreprise avant et après la crise alors que celle-ci est négative pendant la crise. Ce résultat est conforme aux prédictions des théories de la structure du capital qui stipulent que l’endettement, en permettant de réaliser des économies d’impôt, en contrôlant et disciplinant les dirigeants, ou en signalant les performances de l’entreprise au marché, accroît la valeur actionnariale. Avant et après la crise, l’endettement en devises semble être perçu comme un moyen de couverture. Ce résultat corrobore ceux de Vivel et al. (2013). Pendant la crise, l’endettement en devises apparaît comme une source de risque supplémentaire du fait de la forte volatilité des monnaies. Ces résultats sont comparables à ceux d’Allayannis et al. (2003) et Ghosh (2008). En période de crise, une plus forte asymétrie d’information peut induire un biais domestique dans le portefeuille des investisseurs étrangers. La relation positive entre le levier et Q de Tobin pour les sous-périodes semble indiquer que l’impact négatif de la dette en monnaie étrangère sur la valeur pendant la crise, vient de ce qu’elle est libellée en devises.

88La couverture avec des instruments dérivés de change qui est soit un complément ou soit un substitut de la dette en devises, réduit la valeur des entreprises pour toutes les sous-périodes. Ces résultats contrastent avec ceux de d’Allayannis et al. (2001) pour les entreprises américaines, Clark et Mefteh (2010) pour les entreprises françaises et Vivel et al. (2013) pour les entreprises espagnoles. Cependant, ils corroborent ceux de Ben Khediri (2010), Ben khediri et Folus (2010) pour les entreprises françaises.

89Dans cette étude, il n’a pas été possible de distinguer entre les prêts contractés auprès des banques françaises de ceux contractés auprès de banques étrangères et entre les émissions obligataires en devises et les emprunts bancaires en devises. L’origine du prêt et la nature de l’endettement en devises ont-elles une incidence sur la valeur de l’entreprise emprunteuse ?

90Les entreprises multinationales n’ont pas été isolées dans l’échantillon. Ces entreprises opèrent sur plusieurs marchés, dans plusieurs devises et peuvent faire de la compensation multilatérale. L’impact de l’endettement en devises est-il le même sur la valeur de ces entreprises et sur celle des entreprises nationales ? Cet effet dépend-il de la devise de libellé ?

91Plusieurs études ont montré que l’environnement institutionnel avait un impact sur la structure du capital et sur l’effet de la couverture à l‘aide des produits dérivés sur la valeur. La prise en compte de l’environnement institutionnel modifie-t-il l’impact de l’endettement en devises sur la valeur de l’entreprise ?

92Toutes ces questions constituent des voies de recherche et d’amélioration possibles.

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Notes

1 Mefteh et Rigobert (2013) ont montré que l’endettement en devises n’augmentait pas le risque de change des entreprises françaises étudiées sur la période 2002-2010 et ne nécessitait pas une couverture avec des produits dérivés.

2 D’après Baltagi (2010), une structure cylindrée de données de panel permet d’éliminer tout biais résultant de l’agrégation des données. Elle permet de contrôler l’hétérogénéité individuelle des entreprises. Elle entraine moins de risque de multicolinéartité et plus de degré de liberté.

3 Nous adoptons l’approche traditionnelle de la mesure de la performance qui est focalisée sur la valeur actionnariale.

4 Cette formulation du Q de Tobin est critiquable. Premièrement l’estimation de la valeur de marché des « dettes bancaires » par leur valeur bilancielle induit des biais. Deuxièmement, les actifs immatériels ne sont pas pris en compte dans l’évaluation du coût de remplacement des actifs. Compte tenu de leur importance actuelle, il est probable que l’utilisation du Q de Tobin conduise à surévaluer les performances (Charreaux, 1998).

5 En 2009, le marché obligataire en euros a été fermé pendant cinq mois environ. Il ferme régulièrement soit pour des raisons de saisonnalité soit pour des raisons de volatilité. A l’inverse, le marché obligataire en dollars est ouvert de manière quasi permanente, a plus de profondeur et est plus résilient.

6 Les résultats du test sont reportés dans le tableau 5.

7 Le VIF associé à une variable est défini comme l’inverse de (1-R2) ou R2 est le coefficient de détermination de la régression incluant les autres variables indépendantes. Si la corrélation entre les variables indépendantes est élevée et significative, le VIF est élevé.

8 Plusieurs études montrent que l’endettement en devises est un moyen de couverture qui peut soit compléter l’utilisation des produits dérivés (Eliott et al., 2003) soit se substituer à l’usage de ces instruments (Batram et al., 2004, Géczy et al., 1997, Allayannis et Ofek, 2001, Judge, 2006, Aabo, 2006, Clark et Judge, 2009).

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Pour citer cet article

Référence électronique

Salma Mefteh-Wali et Marie-Josèphe Rigobert, « L’effet De L’Endettement En Devises Sur La Performance De L’Entreprise », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 20-3 | 2017, mis en ligne le 07 novembre 2017, consulté le 19 janvier 2018. URL : http://journals.openedition.org/fcs/1969 ; DOI : 10.4000/fcs.1969

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Auteurs

Salma Mefteh-Wali

ESSCA School of Management, 1 rue Lakanal, 49003, Angers, FRANCE, Phone: 33(0)241734739, email: salma.mefteh@essca.fr

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Marie-Josèphe Rigobert

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