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Le degré d’internationalisation : un facteur modérateur du lien entre la participation institutionnelle et la structure du capital

Institutional ownership and capital structure: the influence of the degree of internationalisation
Samia Belaounia et Julien Fouquau

Résumés

Cet article vise à étudier de quelle façon le degré d’internationalisation agit sur la relation entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement. Notre étude empirique porte sur les entreprises européennes de l’indice S&P Europe 350 entre 2010 et 2019. Nos résultats montrent que la participation institutionnelle influence de manière négative le ratio d’endettement pour les entreprises faiblement ou modérément internationalisées alors que cette influence diminue fortement pour des degrés élevés de multi régionalisation. Au-delà d’un certain degré d’ouverture, la complexité organisationnelle rend en effet le contrôle des décisions stratégiques et opérationnelles par les institutionnels plus coûteux et aléatoire. Dans ce contexte, la participation institutionnelle est susceptible d’apparaître moins crédible dans la réduction de l’asymétrie d’information et la baisse du coût de sélection adverse associé au financement par capitaux propres. Ces résultats apparaissent robustes aux différentes spécifications alternatives et valides pour l’ensemble des catégories d’investisseurs considérées à l’exception des banques.

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Texte intégral

Nous remercions les deux rapporteurs anonymes pour leurs commentaires qui ont permis d’améliorer la qualité de notre article. Nous tenons également à remercier chaleureusement Sami Attaoui et Thomas David pour leurs commentaires. Les erreurs restantes sont de la responsabilité des auteurs.

1. Introduction

1En un demi-siècle, sous l’effet de la globalisation financière, on a assisté à une forte augmentation de la participation institutionnelle (Dasgupta et al., 2021) tant aux Etats-Unis que dans certains pays Européens. Doring et al. (2021) rapportent qu’à la fin de l’année 2015, plus de la moitié des actions américaines étaient détenues par des investisseurs institutionnels, notamment des fonds communs de placement, des fonds de pension, des compagnies d’assurance et des hedge funds. Ce phénomène explique l’importance accordée par la recherche au rôle de ces investisseurs dans la gouvernance des entreprises et à l’impact de leur monitoring sur la valeur de la firme. Plus précisément, de nombreuses études empiriques établissent leur influence sur les coûts d’agence entre actionnaires et managers dans de nombreux aspects du management des entreprises : les fusions-acquisitions (Schmidt et Fahlenbrach, 2017), la rémunération des dirigeants (Almazan et al. 2007), la performance opérationnelle (Cornett et al., 2007), l’efficience des investissements (Cao et al., 2020), …

2Différents facteurs de contingence ont été évoqués dans la littérature comme conditionnant le champ d’intervention des institutionnels et l’efficacité de leur action. Il s’agit notamment de leur motivation, de leur horizon de décision, leur implication dans le capital et leur indépendance face aux entreprises dans lesquelles ils investissent. Cependant, malgré le fait que la globalisation financière se soit accompagnée d’une internationalisation croissante des entreprises, à notre connaissance, l’effet du profil international sur le monitoring des institutionnels et sur son efficacité n’a pas été étudié. Cette question nous apparaît d’autant plus pertinente dans un contexte de globalisation des chaînes de valeur où la seule expansion en dehors des frontières nationales n’apparaît plus discriminante. Alors qu’au début des années 2000, la plupart des multinationales étaient régionales (Rugman, 2005), aujourd’hui, les structures organisationnelles sont plus complexes car ce ne sont pas seulement des marchés étrangers qui sont visés ; l’internationalisation concerne aussi les activités de la chaîne de valeur (Hutzschenreuter et al., 2011 ; Mudambi et Puck, 2016). Aussi, se pose la question de savoir dans quelle mesure la complexification des structures organisationnelles - sous l’effet de l’internationalisation – est susceptible d’affecter les choix des institutionnels en matière de monitoring et plus spécifiquement, de monitoring de la dette. L’action des institutionnels ne porte en effet pas uniquement sur les décisions stratégiques et opérationnelles des managers. Elle peut aussi concerner le choix de la structure du capital compte tenu du rôle disciplinaire de la dette (Jensen, 1986). A ce titre, Brown et al. (2019) observent, à partir de 154 questionnaires collectés auprès d’investisseurs institutionnels, que 82 % d’entre eux considèrent exercer une influence sur les décisions relatives au ratio d’endettement et que ces dernières sont principalement guidées par les coûts d’agence entre actionnaires et managers. Pour autant, l’influence de la participation institutionnelle sur le ratio d’endettement reste ambiguë tant d’un point de vue théorique qu’au travers des résultats empiriques. Dans ce contexte, notre première contribution consiste à considérer le degré d’internationalisation comme un facteur de contingence susceptible d’agir sur le lien entre participation institutionnelle et ratio d’endettement, ce qui pourrait expliquer la divergence des résultats empiriques dans ce champ de la littérature.

3L’originalité de notre cadre d’analyse est de considérer des entreprises Européennes cotées et non Américaines, contrairement aux travaux portant sur les déterminants du ratio d’endettement ou sur le rôle des investisseurs institutionnels. Plus précisément, notre panel est constitué des entreprises appartenant à l’indice S&P 350 Europe sur la période (2010 – 2019). Nous avons estimé un modèle linéaire sur la structure du capital qui intègre un terme d’interaction entre la participation institutionnelle et le degré d’ouverture mais également un modèle à changement de régime dicté par le degré d’ouverture et ce, afin de mettre en avant un effet modérateur du degré d’internationalisation. Notre définition du degré d’internationalisation est basée sur la diversité intra-groupe contrairement à la quasi-totalité des études qui opposent uniquement l’étranger au domestique. Nous considérons la dispersion régionale du volume d’affaires pour mieux rendre compte de la complexité organisationnelle.

4L’apport de notre étude est de considérer la relation entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement en englobant l’ensemble des institutionnels puis en individualisant les banques du fait de leur statut particulier. Elles sont à la fois dépendantes, en termes de volume d’affaires vis-à-vis des entreprises dans lesquelles elles investissent, et susceptibles d’influencer le ratio d’endettement en tant que créanciers potentiels.

5Dans le cadre des entreprises à faible ouverture sur l’international, nos résultats mettent en évidence un effet négatif de la participation institutionnelle sur le ratio d’endettement pour l’ensemble des investisseurs ainsi que pour les banques considérées isolément. L’intégration du degré d’internationalisation dans notre modèle met ainsi en lumière un effet modérateur positif sur la relation entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement pour la catégorie regroupant l’ensemble des institutionnels et ceux excluant les banques.

6Pour les entreprises les moins ouvertes, ce constat traduirait le fait que les institutionnels n’utilisent pas la dette comme un levier visant à discipliner les managers, lui substituant possiblement la supervision des décisions managériales. Dans une autre perspective, la participation institutionnelle apparaîtrait comme un vecteur de réduction de l’asymétrie d’information qui diminuerait le coût de sélection adverse associé au financement par capitaux propres et le recours à l’endettement. Toutefois, pour des niveaux particulièrement élevés du degré d’internationalisation i.e. correspondant à des profils multirégionaux caractérisés par un fort degré de dispersion, l’influence de la participation institutionnelle se rapproche de 0. L’internationalisation, en complexifiant le monitoring des institutionnels, questionnerait en effet leur capacité à réduire l’asymétrie d’information et tendrait aussi à favoriser un comportement d’actionnaire passif.

7L’article s’organise comme suit. Une revue de littérature aborde l’impact de la participation des investisseurs institutionnels sur le ratio d’endettement puis l’influence de l’internationalisation sur cette relation. La deuxième partie décrit la stratégie empirique et les résultats. La troisième partie présente les exercices de robustesse.

2. Cadre d’analyse et hypothèses

2.1. La relation entre la participation institutionnelle et la structure du capital

  • 1 Pour la littérature portant sur les blocs d’actionnaires, se référer notamment à Edmans and Holdern (...)

8Compte tenu des spécificités des investisseurs institutionnels (Dasgupta et al., 2021), nous avons uniquement considéré la littérature portant sur ces agents économiques.1 Parmi les théories de la structure du capital formulées depuis le modèle de Modigliani-Miller, ce sont la théorie de l’agence et les approches centrées sur l’asymétrie d’information entre managers et actionnaires qui sont principalement mobilisées pour justifier d’un effet de la participation institutionnelle sur le ratio d’endettement. En dépit d’un consensus sur l’existence d’un lien de causalité entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement, sa direction demeure controversée (Michaely et Vincent, 2012).

9Selon la théorie de l’agence tout d’abord, l’existence de conflits d’intérêt entre actionnaires et managers explique que l’intervention des institutionnels influence la structure du capital. La nature de cet effet est cependant ambigüe, comme l’illustrent La Porta et al. (1999) à travers leur mise en avant de deux scénarii possibles. Dans le premier cas, la participation institutionnelle peut constituer un mécanisme de gouvernance complétant l’arsenal juridique et réglementaire visant à protéger l’actionnaire minoritaire. En utilisant les moyens de pression à leur disposition (Shleifer et Vishny, 1986 ; Maug, 1998 ; Huson, Parrino et Starks, 2001), les investisseurs institutionnels peuvent non seulement s’immiscer dans la gestion stratégique et opérationnelle mais également contraindre les managers à s’endetter davantage afin de les discipliner, en particulier quand leur ratio d’endettement est sous-optimal. Ceux-ci sont en effet enclins à privilégier un comportement de construction d’empires afin d’en retirer des bénéfices privés, au détriment de la maximisation de la valeur de la firme et des actionnaires minoritaires (Jensen et Meckling, 1976). Dans ce contexte, la dette, en réduisant les flux de trésorerie disponibles pour financer les inefficiences organisationnelles, les contraint à l’atteinte d’un certain niveau de performance économique, en ligne avec l’objectif des actionnaires. A travers ce scénario, les entreprises dont une part significative du capital est détenue par des investisseurs institutionnels devraient donc se caractériser par un niveau élevé d’endettement, ce qui traduit une relation de complémentarité entre la participation institutionnelle et la dette. En cohérence, Fos (2017) établit que dans 13 % des « courses aux procurations » (proxy contests), les initiateurs préconisent un accroissement du ratio d’endettement et du taux de distribution de dividendes, une diminution de la trésorerie disponible et des investissements, en cohérence avec la modération des conflits d’agence entre actionnaires et managers. Gantchev et al. (2019) montrent que la simple crainte d’être la cible d’un fonds d’investissement activiste incite les entreprises à adopter ces mêmes changements. Une influence positive de la participation institutionnelle sur le ratio d’endettement est en outre d’autant plus plausible que la participation institutionnelle affecte le coût de la dette de façon négative (Bhojraj et Sengupta, 2003 ; Ashbaugh et al., 2006, Sun et al., 2016). Dans le second scenario évoqué par La Porta et al. (1999), dans la mesure où le contrôle de l’action des dirigeants par les institutionnels constitue une garantie pour les actionnaires, le recours au mécanisme disciplinaire de la dette peut ne plus être considéré comme nécessaire. En d’autres termes, les entreprises caractérisées par une forte participation institutionnelle ont moins besoin de s’endetter pour discipliner les managers, ce qui traduit une relation de substitution entre la participation institutionnelle et l’endettement (Stulz, 1990, Zwiebel, 1996).

10Les approches centrées sur l’asymétrie d’information entre les managers et les investisseurs externes – du fait de la détention par les managers d’une information sur les résultats futurs que les investisseurs externes ne possèdent pas – aboutissent également à une influence ambigüe de la participation institutionnelle sur la structure du capital. Parce que les investisseurs institutionnels sont mieux informés que les autres types d’investisseurs externes (Allen, Bernardo et Welch, 2000), leur participation est susceptible d’influencer le ratio d’endettement. On retrouve là encore deux directions possibles à son influence.

11A partir des modèles de Myers (1984) et de Myers et Majluf (1984), la participation institutionnelle peut influencer le ratio d’endettement de façon négative. Compte tenu de l’asymétrie d’information, l’entreprise choisit en effet les moyens de financement qui minimisent les coûts de sélection adverse, ce qui l’amène à préférer les réserves à la dette qui elle-même est privilégiée à l’émission d’actions nouvelles (Gao et Zhu,2015 ; Pan et al., 2015). Dans ce cadre, les institutionnels modérant l’asymétrie d’information, leur participation au capital a pour effet de réduire le coût de sélection adverse associés aux capitaux propres davantage que le coût de la dette, le premier étant plus sensible à l’asymétrie d’information que le second (Gao et Zhu, 2015). Par conséquent, l’entreprise caractérisée par une participation institutionnelle élevée est attendue avoir un ratio d’endettement relativement plus faible.

12Une perspective en termes de signal va dans le même sens (Ross, 1977). Dans la mesure où la participation institutionnelle réduit l’asymétrie d’information, les managers n’ont plus besoin d’utiliser le signal de l’endettement pour mettre en avant la qualité de leur entreprise (seules les entreprises caractérisées par des résultats futurs favorables pouvant se permettre d’émettre de la dette et de réduire leurs avantages personnels).

13En considérant un modèle multi-périodes, Vismanath (1993) aboutit toutefois à la prédiction inverse d’une complémentarité entre la participation institutionnelle et la dette. L’une des conséquences de l’asymétrie d’information est que certaines entreprises renoncent à des projets à VAN positive du fait des coûts dilutifs liés à l’émission d’actions nouvelles. Viswanath (1993) montrent que les entreprises peuvent émettre des actions de façon optimale dans le présent quand l’asymétrie d’information est faible pour ne pas renoncer à des projets créateurs de valeur dans le futur dans le cas où l’asymétrie d’information serait élevée à ce moment-là. Dans ce cadre, la participation institutionnelle, en réduisant l’asymétrie d’information, rend inutile pour l’entreprise d’émettre des actions dans le présent pour financer des projets futurs. Par conséquent, les entreprises ayant une forte participation institutionnelle auront un ratio d’endettement relativement plus élevé que les autres.

14En écho à la littérature théorique, les résultats obtenus par les études empiriques réalisées sont divergents. Sun et al. (2016) établissent en effet un impact positif de la participation institutionnelle sur le ratio d’endettement alors que Chung et Wang (2014), Michaely et Vincent (2012) ainsi que Grennan et al. (2017) observent l’effet opposé. Or, à l’exception de Grennan et al. (2017), les études ne considèrent pas les institutionnels selon leur type. Leur hétérogénéité peut toutefois participer à l’ambiguïté des résultats obtenus.

15L’influence de la participation institutionnelle sur la structure du capital est donc susceptible de varier d’un type d’investisseur institutionnel à un autre.

16Une typologie couramment admise par la littérature pour catégoriser les institutionnels est basée sur la finalité de leur gestion (Cronqvist et Fahlenbrach, 2008 ; Chung et Zhang, 2011) et leur degré d’indépendance face aux entreprises dans lesquelles ils investissent à travers la présence ou l’absence d’une relation d’affaires (Ferreira et Matos, 2008 ; Aggarwal et al., 2011 ; Brickley, Lease et Smith,1988). L’existence de relations d’affaires pose en effet la question de possibles conflits d’intérêt entre les investisseurs institutionnels et les agents qui les mandatent. Les institutionnels indépendants sont pour cette raison attendus être plus actifs dans la gouvernance des entreprises. Davis et Kim (2007), Ashraf et al. (2012) ainsi que Cvijanovic et al., (2016) mettent ainsi en évidence le fait que les fonds ayant des relations d’affaires tendent à voter dans le sens de l’équipe managériale.

17Ceci est cohérent avec l’approche en termes d’avantages – coûts qui sous-tend le choix par l’investisseur institutionnel, entre le trading et le contrôle actif des actions managériales (Chen et al., 2007). Pour les fonds liés par des relations d’affaires, le contrôle sur l’action des dirigeants est en effet plus coûteux que pour les fonds indépendants. Aux coûts liés à la collecte, au traitement de l’information pertinente et aux efforts pour faire pression sur les managers s’ajoutent ceux liés à la perte de relations d’affaires présentes ou potentielles consécutive à la remise en cause des décisions du management (Brickley, Lease et Smith, 1988). Les institutionnels liés par des relations d’affaires sont donc davantage susceptibles d’opter pour un actionnariat passif. Les résultats empiriques convergent vers cette hypothèse qu’il s’agisse de la performance (Woidtke, 2002 ; Cornett, Marcus, Saunders et Tehranian, 2007), de la sensibilité de la rémunération des dirigeants à la performance de leur entreprise (Almazan et al., 2005) ou de l’efficience des investissements (Cao et al., 2021).

18Comme mentionné plus haut, dans le cas des investisseurs institutionnels potentiellement liés à l’entreprise par des relations d’affaires (les banques), un comportement d’actionnaire passif est plus probable. Pour cette raison, les hypothèses 1a et 1b ne concernent que les institutionnels indépendants.

19Hypothèse 1a. La participation des institutionnels indépendants du financement (i.e excluant les banques) entretient un lien de causalité négative avec le ratio d’endettement.

20Hypothèse 1b. La participation des institutionnels indépendants du financement (i.e excluant les banques) entretient un lien de causalité positive avec le ratio d’endettement.

21L’hypothèse alternative, identique pour les hypothèses H1a et H1b, est que les institutionnels indépendants n’influencent pas la structure du capital.

22Hypothèse 2. La participation des banques impacte différemment le ratio d’endettement du fait de la relation commerciale potentielle les liant aux entreprises dans lesquelles elles investissent.

2.2. L’influence du degré d’internationalisation sur le lien entre participation institutionnelle et ratio d’endettement

23Le degré d’ouverture à l’international est susceptible d’influencer le lien entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement en complexifiant le contrôle des décisions managériales par les investisseurs institutionnels. L’adaptation par l’équipe dirigeante des actifs spécifiques à la firme aux avantages propres aux pays-hôte (Dunning, 1993) est d’autant plus risquée que ces derniers ne sont pas de la même région que la maison-mère de la multinationale (Rugman et Verbeke, 2005) ou que la distance institutionnelle (incluant la distance culturelle) qui sépare les premiers de la seconde est forte (Beugelsdijk et al., 2018 ; De Jong et Van Houten, 2014 ; Tong et Reuer, 2007). Une telle difficulté risque donc de se répercuter sur la supervision des décisions stratégiques et opérationnelles opérée par les institutionnels en la rendant plus sujette à caution malgré un accès privilégié à l’information interne en comparaison aux autres investisseurs externes (Allen, Bernardo et Welch, 2000).

24D’autre part, parce que l’internationalisation accroît la complexité de la structure organisationnelle et l’opacité qui en découle, elle augmente également le pouvoir discrétionnaire des managers tout en rendant plus difficile et incertain le contrôle de leur action. Le développement vers des marchés étrangers complexifie en effet l’organisation et le traitement de l’information (Thomas, 1999 ; Callen, Hope et Segal, 2005). Les résultats de l’entreprise internationalisée sont réalisés sur une pluralité de pays pouvant être très distants en termes économiques, culturels et réglementaires. Ceci donne lieu à des coûts de coordination plus importants (Burgman, 1996) voire à la saturation des capacités managériales (Tong et Reuer, 2009 ; Hutzschenreuter et al., 2011) susceptibles de concerner également les institutionnels. Lorsque l’internationalisation des marchés visés s’accompagne de celle des actifs, il devient plus difficile d’évaluer la performance des activités menées à l’étranger et de porter une appréciation sur la stratégie sous-jacente, ce qui rend plus aléatoire la qualité du monitoring des institutionnels. Dans cette perspective, Thomas (1999) met en évidence le risque associé à l’internationalisation d’une sous-estimation de la persistance des gains générés à l’étranger par les investisseurs. Duru et Reeb (2002) montrent que la diversification géographique altère la précision et la finesse des prévisions de résultat par les analystes. Stulz (1990) établit que lorsque l’internationalisation creuse un gap informationnel entre les managers et les investisseurs, les premiers peuvent être incités à dissimuler des décisions sous-optimales en ayant recours à des techniques de gestion du résultat, en cohérence avec Chin et al. (2009) qui dégagent une association positive entre le degré d’internationalisation et l’ampleur de la gestion du résultat.

25La supervision des décisions managériales est également plus coûteuse car les conflits d’intérêt actionnaires - managers sont d’autant plus élevés pour la multinationale qu’elle est fortement internationalisée. Aux conflits d’intérêt potentiels entre actionnaires et managers se rajoutent en effet ceux pouvant exister entre les managers de la maison-mère et ceux des filiales (Wright et al., 2002). Ces conflits découlent d’approches divergentes liées à la distance séparant les cultures d’entreprises et nationales des filiales étrangères de celle de la société-mère. Du fait des pressions politiques dans les pays d’accueil mais également en raison de leur familiarité avec le marché et l’environnement locaux (Hymer, 1976), les managers de filiales sont en effet le plus souvent des acteurs locaux plutôt que des expatriés (Cao et Alon, 2021). En centrant leurs décisions sur l’intérêt de leur filiale, ceux-ci ne vont pas forcément dans le sens des actionnaires de la multinationale, en ne considérant par exemple pas, l’effet des taux de change ou de la fiscalité de la maison-mère dans leur prise de décision (Fosberg et Madura, 1991). Wright et al. (2002) établissent de façon empirique que les coûts d’agence entre managers et actionnaires augmentent avec le degré d’internationalisation, à travers la réaction du marché à l’annonce d’émissions nouvelles de titres (de dette et de capitaux propres). Ils montrent que les effets sur la valeur sont plus négatifs pour les entreprises les plus internationalisées.

26En conséquence, le degré d’internationalisation, en complexifiant et en rendant plus aléatoire le contrôle des décisions managériales, peut inciter l’investisseur institutionnel actif à le renforcer par le recours au mécanisme disciplinaire de la dette en complément du contrôle de l’action des managers ou à renoncer à toute supervision et opter pour le trading. Le choix entre le trading et le monitoring résulte en effet d’une approche en termes d’avantages – coûts (Chen et al., 2007 ; Shleifer et Vishny, 1986 ; Maug, 1998).

27Ainsi, dans le cas d’une relation négative entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement, le degré d’internationalisation est susceptible de la modérer positivement. Par ailleurs, dans le cas d’une relation positive entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement, le degré d’internationalisation est attendu l’amplifier. Ceci se justifie par le fait qu’au-delà d’un certain seuil, le degré d’internationalisation génère un avantage en termes de coût de la dette qui explique qu’il puisse influencer le ratio d’endettement de façon positive (Mansi et Reeb, 2002 ; Singh et Nejadmalayeri, 2004).

28Notre dernière hypothèse est donc conditionnelle à la première. Si l’hypothèse H1a est validée, nous pouvons alors supposer que la complexité liée à l’internationalisation conduise à 2 scénarii au regard de la littérature : renoncement à tout monitoring (Chen et al., 2007) ou utilisation de la dette comme outil disciplinaire (Porter et al., 1999). En revanche, si l’hypothèse H1b est validée, le degré d’internationalisation amplifie le recours à l’endettement. Il en découle l’hypothèse suivante.

29Hypothèse 3 : L’internationalisation modère positivement l’effet sur le ratio d'endettement de la participation des institutionnels excluant les banques.

3. Étude empirique

3.1. Variables et données

  • 2 Ces choix sont conformes à un certain nombre d’études sur les firmes européennes et américaines aya (...)

30Notre cadre d’analyse étant les entreprises européennes cotées, notre échantillon incorpore l’ensemble des firmes appartenant à l’indice S&P 350 Europe sur la période 2010-20192 ; il comporte à la fois des entreprises mono- et multirégionales. Le choix d’un indice présente l’intérêt de considérer des entreprises dont la liquidité est suffisamment élevée pour que la valeur de marché des capitaux propres sur laquelle notre ratio d’endettement est basé, ait un sens économique. Enfin, l’indice européen S&P 350 couvre près de 70 % de la capitalisation européenne (Amromin, Harrison et Sharpe, 2008) et est utilisé par les investisseurs institutionnels américains détenant des actifs à l’étranger. Ceci permet d’élargir la dimension de notre variable centrale de participation institutionnelle (Dargenidou et al., 2011) en la situant dans son contexte international (Bena et al., 2017).

  • 3 Comme dans Bolton & Kacperczyk (2021), nous avons décidé d’effectuer une winsorisation de l’ensembl (...)

31Les données proviennent de la base Capital IQ. Nous avons a posteriori exclu les compagnies d’assurance et les banques du fait des particularités de leurs états financiers ainsi que les entreprises du secteur des services publics (utilities), en cohérence avec la littérature sur la structure du capital (Nguyen et al., 2021 ; Fama et French, 2002). Le secteur des utilities étant en effet fortement régulé, la structure de capital risque d’être le produit de la réglementation de façon différenciée par rapport aux entreprises des secteurs non régulés (Graham et al., 2015 ; Fama et French, 2002). Nous avons enfin dû exclure l’année 2020 au vu de certaines valeurs aberrantes dues à la crise sanitaire. Nous n’avons pas non plus pu considérer les entreprises pour lesquelles la répartition du chiffre d’affaires entre les segments géographiques et les pourcentages d’intérêt détenus par les investisseurs institutionnels n’étaient pas renseignés. Ceci nous amène pour notre spécification principale, à un panel non cylindré de 191 firmes sur 10 ans. Enfin, la dernière opération sur notre échantillon est d’effectuer une winsorization afin de réduire l’influence des valeurs extrêmes.3

32La variable dépendante pour représenter la structure de capital est le ratio d’endettement à long-terme basé sur la valeur de marché des capitaux propres (variable Dette). Notre choix de la valeur de marché des capitaux propres peut s’expliquer par les limites de la valeur comptable des capitaux propres en tant que variable de management (Welch, 2004). D’autre part, comme le souligne Welch (2004), la valeur comptable des capitaux propres étant rétrospective alors que les marchés sont tournés vers l’avenir, il n’y a pas de raison pour que ces deux mesures coïncident forcément (Barclay, Smith et Morellec, 2006). Enfin, la prise en compte de la valeur de marché intègre le fait que le financement par les marchés n’est plus seulement tributaire des niveaux de rentabilité mais tient également compte des opportunités de croissance (Frank et Goyal, 2003, 2009). Par ailleurs, ce focus sur la dette financière à long terme se justifie par l’instabilité de la dette à court terme, celle-ci ayant vocation à répondre à des besoins ponctuels de trésorerie. Cependant, nous considèrerons également trois mesures alternatives du ratio d’endettement en exercice de robustesse : le ratio de dette long terme sur la valeur comptable des capitaux propres (DF LT Vc), le ratio de dette totale sur leur valeur de marché (DF Tot Vm) et le ratio de dette totale sur leur valeur comptable (DF Tot Vc).

33Les variables explicatives centrales dans notre analyse sont les variables de participation institutionnelle et leur représentation. La répartition des droits de vote n’étant pas disponible, nous exploiterons le pourcentage détenu dans le capital par l’ensemble des investisseurs institutionnels, en ligne notamment avec Grennan et al. (2017), Sun et al. (2016) et Chung et Wang (2014). Nous n’avons pas non plus considéré les pourcentages détenus par les plus gros actionnaires institutionnels comme un prérequis à l’influence que les investisseurs institutionnels seraient susceptibles d’exercer sur le management. Un certain nombre de travaux montrent en effet qu’un actionnariat institutionnel dilué n’exclut pas le contrôle qui peut résulter d’actions de concert entre institutionnels minoritaires influençant la qualité de la gouvernance (Crane et al., 2019). Le procédé des « batailles de procuration » permet également à un institutionnel minoritaire d’influencer le management en place en collectant suffisamment de procurations auprès d’autres actionnaires (Albouy et al., 2017).

34Comme annoncé précédemment, nous ne considérerons pas uniquement une variable incluant l’ensemble des investisseurs institutionnels (variable notée instit) mais compte tenu de leur potentielle hétérogénéité, nous distinguerons trois variables : la participation des investisseurs institutionnels au sens large, englobant les gestionnaires de fonds traditionnels, les fonds de pension gouvernementaux, les fonds de placement spéculatifs ou hedge funds, les banques et les assurances ; la participation des investisseurs institutionnels excluant la participation bancaire (Excl. Banque) et la participation bancaire (Banque) du fait d’une relation commerciale pouvant exister avec les firmes.

35Une autre variable majeure est le degré d’internationalisation qui comme nous l’avons postulé précédemment aurait un effet d’interaction avec nos variables de participation institutionnelle. Notre définition de l’internationalisation est basée sur l’orientation géographique des ventes plutôt que sur la localisation des actifs. Nous reprenons la typologie régionale utilisée par la littérature en management international pour opérationnaliser la dispersion internationale (Rugman et Oh, 2010 ; Qian et al., 2008). Le degré d’internationalisation est donc mesuré par l’indice d’entropie calculé à partir de la dispersion interrégionale des ventes (variable ECA) d’après la formule usuelle suivante :

36avec  le poids de la région i parmi 4 zones géographiques respectivement l’Europe, l’Amérique, les régions Asie - Pacifique et Afrique – Moyen Orient. La valeur de l’indice est d’autant plus élevée que le nombre de zones géographiques sur lesquelles l’entreprise est présente et le degré d’équilibre dans la répartition géographique des ventes sont importants. Contrairement au pourcentage des ventes réalisées à l’étranger dans le chiffre d’affaires, l’avantage de l’entropie est de capturer la diversité intra-groupe. Elle rend ainsi mieux compte de la complexité de l’organisation, paramètre central dans l’effet modérateur du degré d’internationalisation sur la relation entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement. Notre échantillon inclut des entreprises à la fois positionnées uniquement sur leur région d’origine (dont l’entropie est égale à 0) et d’autres présentes sur une ou plusieurs autres régions (dont l’entropie est positive et limitée à ln (4)).

37L’environnement institutionnel étant également un déterminant-clé de la décision de financement, nous testerons également l’effet de l’appartenance à un système de gouvernance. Nous exploiterons à cette fin, la typologie de De Jong (1997) définie pour les grandes entreprises européennes, ce qui revient à introduire des effets régionaux dans nos spécifications. Les types de gouvernance anglo-saxon, latinic et germanic (à travers respectivement deux variables indicatrices : Anglo et Germanic, Latinic devenant la référence) résultent de la combinaison de sept items dont la concentration du capital, l’autonomie du management, l’existence d’un marché pour la prise de contrôle d’entreprise, la participation des banques dans le capital des entreprises. Le fait de considérer séparément les firmes « anglo-saxonnes » permet en outre de capter les différences en termes de système légal et de mode de financement privilégié par les agents économiques (économie d’endettement versus économie de marché de capitaux).

38Nous avons également inclus les variables de contrôle usuelles dans la littérature (Frank et Goyal, 2009). Les opportunités de croissance sont captées par la performance boursière. Celle-ci est représentée par la valeur marchande des capitaux propres rapportée à leur valeur comptable (variable Market to book). En reflétant le risque de substitution des actifs et les conflits d’intérêt existant entre actionnaires et créanciers, on s’attend donc à ce que cette variable exerce une influence négative sur le ratio d’endettement (André-Le-Pogamp et Perdreau, 2009). La rentabilité économique (variable Re) est opérationnalisée par le rapport entre l’excédent brut d’exploitation (ou EBITDA) et le total des actifs (Friend et Lang, 1988). En se plaçant dans le cadre théorique du trade-off et en ligne avec Frank et Goyal (2009), on considère le bénéfice par action (variable BPA) comme un autre facteur explicatif du ratio d’endettement. Il est calculé en rapportant le résultat net au nombre d’actions ordinaires en circulation. La volatilité du titre (variable Volat) agit également sur le ratio d’endettement, elle est mesurée par l’écart-type du rendement du titre calculé à partir des données mensuelles. Dernière variable de contrôle, la taille impacte la structure du capital. La taille de l’entreprise est mesurée par le logarithme de son chiffre d’affaires (variable ln(Ventes)).

3.2 Statistiques descriptives

39Notre analyse débute par une présentation des statistiques descriptives qui sont reportées dans la table 1 pour les variables winsorisées, à l’exception de la variable ECA. En considérant tout d’abord le degré d’internationalisation (ECA), sa médiane et sa moyenne sont proches de 0,7 ce qui indique qu’une majorité de nos entreprises sont positionnées sur plus d’une zone géographique (une équipartition du chiffre d’affaires sur 2 zones par exemple, correspond à une entropie de 0,7). Pour rappel, l’entropie croît en fonction du nombre de régions sur lesquels l’entreprise est présente et le degré d’équilibre dans la répartition inter-régionale des ventes.

40En ce qui concerne le ratio d’endettement à long terme (variable dette), sa moyenne est de 29 %. Cette valeur apparaît supérieure à celles relevées par les études portant sur des entreprises européennes (Kayo et Kimura, 2011). Ceci peut s’expliquer par la composition de notre échantillon dont une part significative représente des entreprises multirégionales et le fait qu’elles auraient davantage recours à l’endettement en raison de besoins de développement potentiellement supérieurs.

41La participation des investisseurs institutionnels est en moyenne de 47 % (avec une médiane de 43 %), supérieure aux valeurs observées par Sun et al. (2016). Ce taux est largement plus élevé que la moyenne européenne et s’explique par l’importance de la participation institutionnelle des entreprises anglaises et notre focus sur les plus grandes entreprises européennes cotées. Bien que son niveau varie selon le système de gouvernance, la participation bancaire apparaît faible avec une valeur moyenne de 1,7 %, celle des entreprises britanniques correspondant au double de cette valeur. Les faibles participations des banques coïncident avec les statistiques concernant les Etats-Unis (Dasgupta et al., 2021).

Table 1. Statistiques descriptives

Table 1. Statistiques descriptives

Notes : DF LT VM (DF LT VC) est le ratio de dette financière long terme sur la valeur de marché (valeur comptable) ; DF Tot VM (DF Tot VC) est le ratio de dette financière totale sur la valeur de marché (valeur comptable). La Variable Excl. Banque représente la part des institutionnels sans les banques. Re est la rentabilité économique. L’ensemble des variables sont winsorisées à l’exception de ECA. Nos variables d’endettement et institutionnelles sont exprimées en pourcentage.

42Nous allons maintenant nous intéresser aux statistiques bivariées à travers la matrice de corrélation linéaire de Pearson reportée dans la table 2. Comme escompté, nous constatons une très forte corrélation entre nos deux ratios d’endettement à long terme et d’endettement total (corrélation estimée de 0.96). Le poids de la dette apparaît négativement et significativement corrélé à l’entropie (variable ECA), résultat cohérent avec une majorité de la littérature (Lindner et al., 2018). De la même manière, les deux variables institutionnelles (Instit et Excl. banque) conduisent à une liaison estimée négative en cohérence avec la relation de causalité postulée dans l’hypothèse 1a. Ce premier résultat traduirait le non-recours à la dette comme mécanisme disciplinaire du fait de sa substitution probable par la supervision des institutionnels, en cohérence avec la majorité des résultats empiriques (Grennan et al., 2017 ; Michaely et Vincent, 2012 ; Chung et Wang, 2014). Comme posé dans l’hypothèse 2, la relation commerciale potentielle sous-jacente à la catégorie Banque combinée à son statut de créancier conduit à une très faible corrélation linéaire (-0.02) par rapport aux autres institutionnels. L’ensemble de ces conclusions seront à affiner lorsque nous considérerons les firmes en fonction de leur degré d’internationalisation. Remarquons à ce titre, la corrélation négative entre nos variables de participation institutionnelle et le degré d’internationalisation (variable ECA) : ainsi, les entreprises dans lesquelles les institutionnels investissent le plus sont les moins diversifiées géographiquement. Nous pouvons déjà avoir des intuitions sur les futurs résultats de l’interaction entre la participation institutionnelle et le degré d’ouverture au regard de la corrélation négative et significative entre ces deux variables dans une majorité des cas. Ce point semblerait en accord avec notre troisième hypothèse relative à la présence d’un effet de modération du degré d’internationalisation.

Table 2. Matrice des corrélations

Table 2. Matrice des corrélations

Notes : DF LT VM (DF LT VC) est le ratio de dette financière long terme sur la valeur de marché (valeur comptable) ; DF Tot VM (DF Tot VC) est le ratio de dette financière totale sur la valeur de marché (valeur comptable), L’ensemble des variables sont winsorisées à l’exception de ECA.

3.3. Résultats linéaires

43Notre analyse débute par l’estimation de modèles linéaires qui nous permettra de confronter nos résultats à ceux de la littérature et de valider ou non les hypothèses selon lesquelles la participation des institutionnels indépendants a un impact sur le ratio d’endettement, au contraire des banques. La limite de cette estimation est de considérer que l’influence des facteurs explicatifs est identique quel que soit le degré d’internationalisation. Nous relâcherons cette contrainte dans un second temps.

44Le ratio d’endettement de long terme noté dette est estimé en considérant l’ensemble des déterminants mentionnés dans la section 2. Nous estimons une équation pour chaque type d’institutionnel :

45où ECA représente le degré d’internationalisation, institutionnels est l’une des trois variables représentant la part d’institutionnels dans le capital de l’entreprise (Instit, Excl. Banque, Banque), Anglo est une variable indicatrice qui prend la valeur 1 quand l’entreprise est située dans un pays anglo-saxon et Germanic une variable indicatrice prenant la valeur 1 pour les entreprises situées dans l’un des pays germaniques de la typologie de De Jong (1997). L’introduction de ces variables de région vise à tenir compte de l’hétérogénéité des zones en matière de gouvernance (De Jong, 1997). contrôlek représente nos cinq variables de contrôle : la rentabilité économique (Re), les opportunités de croissance (Market to book), le bénéfice par action (BPA), la taille (ln(Ventes)), la volatilité (Volat) et ε_it est le terme d’erreur. Nous avons également introduit des effets fixes temporels μ_t et des effets secteurs μ_j. Les erreurs-types sont clustérisées par firme..

  • 4 Nous estimons le modèle par les doubles moindres carrés ordinaires.

46Les résultats de nos estimations multivariées sont présentés dans la table 3 (partie gauche, colonnes 1 à 3). Dans la partie droite, nous avons reporté les estimations avec variable instrumentale afin de contrôler la potentielle endogénéité sur les variables de gouvernance.4 En lien avec Michaely et Vincent (2012), nous avons sélectionné comme instrument la variable représentant la moyenne des participations institutionnelles par pays (source : De La Cruz, A., Medina, A., & Tang, Y., 2019). Ce choix se justifie par le fait que les modes de gouvernance internes aux entreprises sont dictés par la qualité de la gouvernance dans leur pays d’origine (protection des actionnaires minoritaires par exemple) bien plus que par leurs caractéristiques intrinsèques (Doidge et al., 2007 ; Stulz, 2005). En conséquence, la qualité de la gouvernance étant un facteur d’attractivité pour les institutionnels, on peut considérer que les niveaux de participation institutionnelle seront d’autant plus élevés dans un pays donné que celui-ci se caractérise par un système institutionnel de qualité élevée à travers des normes strictes en matière de divulgation financière par exemple (Ferreira et Matos, 2008). C’est ce qui nous amène à considérer qu’une participation institutionnelle importante dans un pays donné s’associe à une participation institutionnelle élevée des entreprises de ce pays. De plus, cet instrument s’inscrit dans la logique évoquée par Michaely et Vincent (2012) : le niveau moyen des participations institutionnelles par pays est faiblement lié aux caractéristiques propres à l’entreprise incluant le ratio d’endettement, en raison du grand nombre d’entreprises dans chaque pays. La variable utilisée vient de la base de données Factset Ownership qui couvre au moins 85 % de la capitalisation boursière de chaque pays ; elle mesure la moyenne des participations institutionnelles par pays en 2017. Pour ces colonnes, nous reporterons la statistique de Fisher de la première étape et le test de sous-identification (Test LM de Kleibergen-Paap). Nous remarquons que la statistique de Fisher est supérieure à 10 et que nous rejetons l’hypothèse nulle du test de Kleibergen-Paap à 5 %, ce qui valide notre instrument.

47En ne différenciant pas selon le type d’institutionnel, nous obtenons un coefficient significativement négatif à un risque de 5 % sans instrument et de 10 % en les incluant. Ce résultat confirme que plus la participation des institutionnels est forte, moins la dette est utilisée comme un mécanisme disciplinaire. Plus précisément, une hausse de 1 point du taux de participation institutionnelle entraîne une réduction de 0,32 point du ratio de dette à long terme sur la valeur de marché en pourcentage (spécification 1). Dans une approche en termes de coûts d’agence entre actionnaires et managers et en cohérence avec la lecture dominante des résultats empiriques à travers la littérature, nous interprétons une telle direction de la relation comme le remplacement du mécanisme disciplinaire de la dette par l’interventionnisme des institutionnels. Il s’agit toutefois d’une hypothèse interprétative, nos résultats n’établissant pas de façon directe, l’existence d’un monitoring actif concernant la stratégie ou la gestion opérationnelle de l’entreprise. Ce résultat est également en ligne avec les modèles centrés sur l’asymétrie informationnelle : la participation institutionnelle est attendue réduire l’asymétrie d’information, ce qui diminue le coût de sélection adverse des capitaux propres et exerce un effet négatif sur le ratio d’endettement (Myers et Majluf, 1984) ; ceci rend également moins nécessaire de signaler la qualité de l’entreprise (Ross, 1977) par un recours accru à la dette.

48En distinguant à présent selon le type d’institutionnel, la variable Excl Banque a un coefficient également significatif à 5 % et négatif. Une hausse de 1 point de Excl.Banque entraîne en effet une réduction de 0,34 point du ratio d’endettement à long terme. La forte proximité de ce coefficient avec celui relatif à l’ensemble des institutionnels s’explique par la corrélation forte entre les deux variables de gouvernance (Instit et Excl Banque) tel qu’il est apparu dans la partie des statistiques descriptives. Ce résultat permet de valider temporairement notre hypothèse de causalité négative entre la participation des institutionnels hormis les banques et le ratio d’endettement (H1a et non l’alternative H1b), la potentielle hétérogénéité liée au degré d’ouverture n’étant pas encore prise en compte.

49Lors de l’utilisation de notre variable instrumentale, nous remarquons que la participation bancaire devient significativement différente de 0 avec un risque de 10 %. Ce résultat nous amène à rejeter l’hypothèse 2 selon laquelle les institutionnels bancaires exerceraient une influence différente sur le ratio d’endettement en tout cas lorsque les entreprises mono-régionales et multi-régionales sont considérées sans distinction. En d’autres termes, l’existence potentielle d’une relation d’affaires entre les institutionnels et l’entreprise combinée au statut de créancier ne suffit pas à impliquer un effet différencié sur la structure du capital des entreprises.

50Le coefficient associé à la variable du degré d’internationalisation (variable ECA) est négatif et significatif au seuil de 10 % (pour trois des six spécifications). Ce signe est cohérent avec l’effet négatif dominant observé à travers la littérature sur le lien entre degré d’internationalisation et ratio d’endettement, comme le met en évidence la méta-analyse de Lindner et al. (2018).

51Les variables indicatrices régionales captant les particularités de gouvernance permettent d’établir une hiérarchie en termes du ratio d’endettement. Nous constatons que le coefficient associé à la région Germanic est négatif et significatif à 10 % excepté pour une spécification. Ceci implique un ratio d’endettement plus faible pour cette zone géographique par rapport à la région Latinic (qui est notre référence). La région Latinic correspond en effet à des économies d’endettement et la région Germanic, à des économies de marché de capitaux depuis le début des années 2000 comme mis en avant par Hackethal et al. (2006). En revanche, aucune particularité ne ressort pour la zone anglo-saxonne.

52Au niveau des variables de contrôle, les six spécifications mettent en évidence une influence négative et significative à 1 % de la rentabilité économique (RE) sur le ratio d’endettement. En accord avec la théorie du financement hiérarchique, les entreprises les plus rentables vont privilégier l’utilisation de ressources internes. En revanche, Market to Book n’est pas significative. La volatilité influence le ratio d’endettement de façon positive, en ligne avec Kayo et Kimura (2011). L’effet positif de la volatilité coïncide également avec les prédictions de la théorie du financement hiérarchique. Comme attendu, le bénéfice par action (BPA) exerce une influence négative (significative dans quatre spécifications sur six). Enfin, la taille influence positivement le recours à la dette, en ligne avec la théorie du compromis (Frank et Goyal, 2009).

Table 3 : Estimation du ratio d’endettement à long terme (variable Dette)

Table 3 : Estimation du ratio d’endettement à long terme (variable Dette)

Notes : A l’exception de la variable d’ouverture ECA, l’ensemble des autres variables sont obtenues après winsorisation. Les erreurs types entre parenthèses sont clustérisées par firmes. La variable instrumentale est le taux de participation institutionnelle par pays. Le test de sous identification est le test de Kleibergen-Paap. ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %, 5 % et 10 %.

3.4. Estimation d’un modèle linéaire avec effet d’interaction.

53Nous allons tester à présent si le degré d’ouverture modère l’effet de la participation institutionnelle sur le poids de la dette (hypothèse 3). Pour ce faire, nous reprenons l’équation (1) en ajoutant un effet croisé qui sera le produit de notre variable institutionnelle et du degré d’ouverture. Nous aboutissons donc à l’équation suivante :

54dette est le ratio d’endettement à long terme, les autres variables restant identiques à l’équation (1). Cette équation est estimée avec des effets fixes temporels et sectoriels et les erreurs-type sont clustérisées par firme. Les résultats sont reportés dans la table 4 (partie gauche, colonnes 1 à 3). Dans la partie droite, nous avons reporté les résultats avec la même variable instrumentale considérée précédemment à laquelle nous avons ajouté l’interaction avec le terme d’internationalisation (ECA). Nous remarquons la validité de nos instruments à partir du rejet de l’hypothèse du test de Kleibergen-Paap et les statistiques de Fisher associées à la première étape qui sont supérieures à 10 (excepté pour la variable Banque sans terme d’interaction).

  • 5 Pour les entreprises mono-régionales, l’entropie (variable ECA) est égale à zéro, ce qui annule le (...)

55Les résultats obtenus sur les variables de participation institutionnelle sont identiques, le coefficient estimé pour Instit (Excl.Banque) est significatif à 1 % alors que la variable Banque reste significative à 5 % pour la spécification avec variable instrumentale. Ces résultats confirment notre hypothèse 1a. Les coefficients obtenus correspondent aux entreprises mono-régionales5. Pour ces entreprises, l’influence des institutionnels sur la structure du capital est encore plus forte que trouvée précédemment : une hausse de 1 point de la variable Instit (Excl.Banque) entraîne une réduction de 0,51 (0,60) point du ratio de dette à long terme sur la valeur de marché en pourcentage. Dans l’ensemble de ces spécifications, le degré d’ouverture est significatif et négatif au seuil maximal de 10 %. Le risque économique associé à un profil multirégional est en effet plus important que celui d’un profil mono régional, la distance institutionnelle et culturelle existant entre des pays de régions différentes étant plus forte (Eden et Miller, 2004 ; Rugman et Oh, 2011).

56Les termes d’interaction pour l’ensemble des institutionnels - avec ou sans les banques - sont significatifs au seuil de 5 %. L’effet de la participation institutionnelle étant négatif dans la partie linéaire et le terme d’interaction étant positif, l’alliance des deux nous amène à un effet modérateur, ce qui valide notre hypothèse 3. Il ressort ainsi que l’effet négatif de la participation institutionnelle sur la structure du capital diminue à mesure que le degré d’internationalisation augmente. En d’autres termes, l’effet net de la participation institutionnelle devient presqu’inexistant dans le cas des entreprises les plus internationalisées.

Table 4. Estimation du ratio de dette à long terme avec effets d’interaction

Table 4. Estimation du ratio de dette à long terme avec effets d’interaction

Notes : A l’exception de la variable d’ouverture ECA, l’ensemble des autres variables sont obtenues après winsorisation. Les erreurs types entre parenthèses sont clustérisées par firmes. La variable instrumentale est le taux de participation institutionnelle par pays. Le test de sous identification est le test de Kleibergen-Paap. ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %, 5 % et 10 %.

57Tout d’abord, en ligne avec les modèles centrés sur l’asymétrie d’information, l’augmentation de l’internationalisation remettrait en cause l’efficacité de la supervision par les institutionnels. Leur participation au capital ne serait donc plus un vecteur de réduction de l’asymétrie d’information et du coût de sélection adverse associé au financement par capitaux propres. Dans une perspective en termes de coûts d’agence ensuite, la quasi-absence d’influence sur la structure du capital des firmes pourrait être l’expression d’un actionnariat passif. L’internationalisation en complexifiant la supervision des décisions stratégiques et opérationnelles par les institutionnels, contribue en effet à augmenter les coûts du monitoring face à ses avantages, ce qui justifierait le choix du trading par les investisseurs institutionnels (Chen et al., 1997). Il s’agit toutefois d’une hypothèse interprétative, nos résultats n’établissant pas de façon directe, l’existence ou l’absence de monitoring.

58Le terme d’interaction entre la participation bancaire et le degré d’ouverture n’est en revanche pas significatif à 10 %. Ce résultat permet ainsi de valider partiellement notre hypothèse 2, le comportement des banques étant différent de celui des autres investisseurs. L’effet négatif de la participation des banques sur l’intensité du recours à l’endettement est donc maintenu quel que soit le degré d’internationalisation des firmes. En ligne avec les modèles centrés sur l’asymétrie d’information, ce résultat pourrait s’expliquer par l’avantage informationnel dont bénéficient les banques du fait de leur statut de prêteur, par rapport aux autres types d’institutionnels (Schenone, 2010).

4. Robustesse des résultats

59Pour poursuivre, deux exercices de robustesse sont proposés. Le premier propose une spécification alternative pour prendre en compte l’interaction entre le degré d’ouverture et les variables de gouvernance. Le second consiste à proposer des alternatives pour notre variable expliquée : pour le numérateur, soit la dette long terme soit la dette totale ; pour le dénominateur, soit la valeur de marché des capitaux propres, soit leur valeur comptable.

4.1 Estimation d’un modèle PSTR

60Les résultats précédents nous ont permis de montrer la significativité du terme d’interaction entre la participation institutionnelle et le degré d’ouverture, notre premier exercice de robustesse consiste donc en l’estimation d’un modèle alternatif au modèle linéaire à travers le modèle PSTR. Par rapport à précédemment où nous avions un terme d’interaction pour modérer l’effet de la gouvernance, l’objectif est maintenant d’autoriser le coefficient associé à la gouvernance à se modifier en fonction du degré d’ouverture. Pour ce faire, nous appliquons le changement de régime dicté par ECA uniquement sur la variable de participation institutionnelle pour être en totale adéquation avec l’équation (2). Nous estimons donc l’équation suivante :

61où l’ensemble des variables explicatives restent identiques à celles de l’équation (2) ; μ_t et μ_j sont respectivement les effets fixes temporels et sectoriels. g(.) est une fonction de transition logistique d’ordre 1 (fonction continue bornée entre [0,1]), qui dépend de deux paramètres γ et c. Le paramètre de lissage γ indique la vitesse de transition entre les deux régimes extrêmes : si la valeur estimée est forte, la transition est brutale entre les deux régimes extrêmes (il n’existera que 2 régimes) ; en revanche pour des valeurs faibles ou modérées, la transition est lisse (il existera une infinité de régimes). Le graphique 1 représente la forme en S de la fonction de transition logistique en fonction du paramètre de lissage γ. Le paramètre de seuil c quant à lui permet de se positionner par rapport aux différents régimes. L’avantage, dans le cadre d’un modèle PSTR, est qu’il représente un niveau de degré d’ouverture déterminé de manière endogène. Le changement de régime ne portant que sur la participation institutionnelle, le régime inférieur est défini par le coefficient β_2 et le régime supérieur par β23 entre ces deux régimes ; la valeur du coefficient est égale à β23*g(.). Les autres coefficients restent identiques quel que soit le régime.

  • 6 Pour plus de détails sur la méthodologie d’estimation et les tests, il est possible de se référer à (...)

62Avant l’estimation d’un modèle, il est nécessaire d’effectuer un test de linéarité sur le développement de Taylor à l’ordre 1 de l’équation (4).6 Ce test permet de vérifier la meilleure adéquation du modèle PSTR par rapport au modèle linéaire sans terme d’interaction (équation 1). Les résultats de ce test sont reportés dans la table 5. La logique de ce test est très similaire à l’exercice précédent qui consistait vérifier la significativité du coefficient du terme d’interaction avec un test de Student. En cohérence, nous observons une similitude avec les résultats de la table 4 à travers un rejet de la linéarité à 1 % pour la variable institutionnelle et la variable excluant les banques. Nous pouvons ainsi conclure qu’ignorer la dynamique non linéaire du ratio d’endettement à long terme risque de biaiser les résultats et pourrait expliquer les conclusions divergentes obtenues dans la littérature. Pour la variable Banque, nous ne rejetons pas l’hypothèse de linéarité ce qui fait écho aux résultats précédent de la non-significativité du terme d’interaction entre Banque et ECA. Ce résultat nous permet toujours de valider partiellement notre hypothèse 2, les banques au contraire des autres investisseurs institutionnels n’ont pas comportement différencié en fonction du degré d’ouverture de l’entreprise.

Table 5 : Test de linéarité

Table 5 : Test de linéarité

Note : L’hypothèse nulle est l’hypothèse de linéarité du modèle, Nous effectuons un test Lagrange Multiplier (LM) sur le développement de Taylor à l’ordre 1 de l’équation (4), La valeur de la variable transition est le degré d’ouverture.

63Nous allons estimer maintenant par les moindres carrés non linéaires les deux spécifications où l’hypothèse de linéarité a été rejetée. Les résultats des coefficients et des t-statistiques sont reportés en table 6. Nous observons tout d’abord une valeur très élevée (minimum de 1880) pour les paramètres de lissage, ce qui implique uniquement deux régimes extrêmes. La valeur du seuil nous indique le degré d’ouverture pour lequel la transition d’un régime à l’autre s’effectue. Cette valeur est faible (c =0,022) pour la spécification avec l’ensemble des institutionnels et 0,043 pour la variable Excl. Banque. Ce résultat prouve que l’effet de la participation institutionnelle n’est pas identique entre les firmes présentes sur une zone géographique ou plusieurs. Économétriquement, le faible seuil dans le modèle PSTR peut s’expliquer par le nombre important de firmes mono-régionales dans notre échantillon. Ce choix de les conserver a été effectué pour ne pas générer de biais de sélection. Si nous nous intéressons maintenant à la valeur du coefficient du second régime significatif et négatif nous prouve un effet modérateur. Cet exercice de robustesse valide à nouveau notre troisième hypothèse. Par ailleurs, pour l’ensemble des autres facteurs non soumis à la transition, nous retrouvons les mêmes résultats que les tables 3 & 4 : un effet négatif et significatif pour le degré d’ouverture et toutes les variables de contrôle sont en très grande majorité significatives et de même signe que précédemment.

Table 6 : Estimation du modèle PSTR

Table 6 : Estimation du modèle PSTR

Notes : La variable de transition est la variable ECA, Reg1 correspond au coefficient du 1er régime β2 et Reg2correspond au coefficient du 2nd régime β3, Les t-stat sont données entre parenthèses, ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %,5 % et 10 %.

4.2 Définitions alternatives du ratio d’endettement

64L’objectif de cette sous-section est de prouver que la liaison existante entre les variables de gouvernance et la dette n’est pas conditionnée par la définition du ratio d’endettement. Pour cette raison, nous avons repris l’équation 3 et proposé des alternatives pour la variable expliquée. La première alternative est le ratio de dette financière totale sur la valeur de marché des capitaux propres, ce ratio agrégeant au numérateur la dette financière quelle que soit son échéance. Ce ratio plus large dans sa définition, a un risque de plus forte volatilité d’une année à l’autre, la dette court terme pouvant être instable du fait de sa fonction à combler les déficits ponctuels de trésorerie. La seconde variable expliquée reprend le ratio de dette à long terme mais le dénominateur devient la valeur comptable des capitaux propres. Celui-ci a l’avantage d’être plus stable dans le temps. Cependant, cette mesure est plus rétrospective que la valeur de marché comme mentionné dans la section 2.1. La troisième alternative sera de prendre la dernière configuration possible : le ratio de dette financière totale sur la valeur comptable des capitaux propres. Nous avons estimé ces trois variables expliquées à l’aide de nos trois variables de participation institutionnelle dans une approche avec variable instrumentale. Comme précédemment, nous avons estimé le modèle par les doubles moindres carrés ordinaires ; les instruments sont le taux de participation institutionnelle moyen par pays et cette variable multipliée par ECA. Les estimations sont reportées dans la table 7. Les erreurs types sont clustérisées par firmes.

65Nous observons une forte robustesse de nos résultats. Pour l’ensemble des neuf spécifications, les coefficients pour les trois variables institutionnelles sans terme d’interaction sont négatifs et significatifs au seuil maximal de 10 %. L’effet négatif de la participation institutionnelle sur le ratio d’endettement est donc confirmé, ce qui valide une nouvelle fois notre hypothèse 1.a quelle que soit la mesure adoptée de la structure du capital. Comme souligné dans la section 2.3, dans une approche en termes de coûts d’agence, ce résultat traduirait le remplacement du mécanisme disciplinaire de la dette par la supervision des institutionnels. En ligne avec les modèles centrés sur l’asymétrie d’information, il reflèterait la réduction de cette dernière sous l’effet de la participation institutionnelle. A nouveau, au vu des résultats sur la variable Banque, nous ne validons pas notre hypothèse 2 pour les entreprises mono-régionales. 

66En ce qui concerne le terme d’interaction, il est significatif et positif pour l’ensemble des institutionnels ou le groupe excluant les banques. L’effet modérateur du degré d’ouverture (l’hypothèse 3) est donc à nouveau validé. Pour le ratio de dette financière totale sur valeur de marché, le terme d’interaction reste non-significatif en lien avec notre acceptation partielle de l’hypothèse 2. En revanche, ceci n’est plus le cas pour la variable Banque lorsque le ratio d’endettement est mesuré à partir de la valeur comptable des capitaux propres. Une autre formulation de la signification du terme d’interaction positive étant qu’à niveau de participation bancaire donné, le degré d’internationalisation ferait augmenter le ratio d’endettement, une hypothèse de justification serait liée à la singularité du statut des investisseurs bancaires, à la fois actionnaires et créanciers. Comme souligné dans la section 1.2, au-delà d’un certain degré d’ouverture, l’entreprise est en effet susceptible de bénéficier d’un avantage en termes de coût de la dette qui influencerait la capacité et le ratio d’endettement de façon positive (Mansi et Reeb, 2002 ; Singh et Nejadmalayeri, 2004). Si le terme d’interaction est significatif uniquement pour un ratio d’endettement basé sur la valeur comptable des capitaux propres, ceci pourrait s’expliquer par le fait que la capacité d’endettement est davantage appréciée en référence à la valeur comptable des capitaux propres qu’à leur valeur de marché.

Table 7 : Exercice de robustesse estimation des différents ratios d’endettement

Table 7 : Exercice de robustesse estimation des différents ratios d’endettement

Notes : A l’exception de la variable d’ouverture ECA, l’ensemble des autres variables sont obtenues après winsorisation. Les erreurs types entre parenthèses sont clustérisées par firmes. La variable instrumentale est le taux de participation institutionnelle par pays. Le test de sous identification est le test de Kleibergen-Paap. ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %, 5 % et 10 %.

5. Conclusion

67A partir de notre échantillon d'entreprises européennes, nous avons prouvé un effet modérateur du degré d’internationalisation sur la relation entre participation institutionnelle et structure du capital. Plus précisément, la participation institutionnelle influence le ratio d’endettement de manière négative pour les entreprises faiblement ou modérément internationalisées alors que cet effet négatif est moindre pour des degrés élevés de multi régionalisation (correspondant au moins à une équipartition du chiffre d’affaires sur 3 régions). Ce constat est vérifié pour l’ensemble des institutionnels incluant ou non les banques. Ce résultat est robuste aux différentes spécifications alternatives : modèle à changement de régime ou dette totale au lieu de dette à long terme, valeur comptable des capitaux propres au lieu de valeur de marché. En revanche, l’effet modérateur du degré d’internationalisation n’apparaît pas pour les banques quand le ratio d’endettement est basé sur la valeur de marché. Cet élément laisse envisager un statut particulier pour ce type d’investisseur.

68Cette non-considération du profil international comme un facteur modérateur par les travaux empiriques pourrait expliquer les résultats divergents, a fortiori dans un contexte où les entreprises sont diversement internationalisées et le sont avec une amplitude forte. Nous attribuons par ailleurs la relation négative entre la participation institutionnelle et le ratio d’endettement pour les entreprises les moins ouvertes, à la non-utilisation de la dette comme outil disciplinaire (La Porta et al. 1999 ; Chung et Wang, 2014). Quant à la modération de cette relation négative de la participation des institutionnels – avec ou sans les banques - sur le ratio d’endettement, dans le cas des entreprises les plus ouvertes, nous la considérons comme traduisant le renoncement au monitoring (Chen et al., 2007). Au-delà d’un certain degré d’internationalisation en effet, la complexité organisationnelle rend le contrôle par les institutionnels plus coûteux et sujet à caution, ce qui à quoi les managers de la maison-mère sont eux-mêmes confrontés dans la supervision des filiales étrangères (Tong et Reuer, 2007).

69Nos résultats montrent l’intérêt de considérer le profil international non seulement comme l’un des déterminants possibles du monitoring des institutionnels mais également comme un facteur agissant sur son efficacité, ce qui est susceptible de constituer une piste de recherche future. Le profil international pourrait également être considéré de manière plus fine en prenant en compte l’ensemble des activités de la chaîne de valeur et non seulement les activités situées à l’aval.

70Plusieurs extensions de ce travail sont possibles. La première consisterait à élargir le panel des firmes en ne se concentrant pas uniquement sur les entreprises du S&P 350. Cette recherche pourrait ainsi être étendue à un panel d’entreprises de taille plus faible compte tenu de la spécificité de leur comportement de financement (Dufour et Molay, 2010). La question de l’optimalité du choix du ratio d’endettement basé sur la valeur de marché se poserait alors. La seconde extension concernerait la division de la variable Banque en sous-catégories par région/pays sachant que la législation bancaire varie en Europe d’un pays à l’autre. Ainsi la distinction entre les banques et les autres institutionnels pourrait avoir des significations différentes selon les pays.

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Notes

1 Pour la littérature portant sur les blocs d’actionnaires, se référer notamment à Edmans and Holderness (2017), De la Bruslerie et Latrous (2012) ainsi que Ellul et al. (2009).

2 Ces choix sont conformes à un certain nombre d’études sur les firmes européennes et américaines ayant trait à l’internationalisation (Mammen et al. 2021 ; La Rosa et al., 2017 ; Rugman et Oh, 2011 ; Dargenidou et al., 2011 ; Rugman et Verbeke, 2004). La sélection d’entreprises de grande taille rend plus difficile la généralisation à des petites et moyennes entreprises cotées.

3 Comme dans Bolton & Kacperczyk (2021), nous avons décidé d’effectuer une winsorisation de l’ensemble de nos variables à l’exception de notre variable d’ouverture qui est bornée. Plus précisément, la winsorisation a été effectuée à un seuil de 1 % de chaque côté de la distribution quand la variable était bornée et sinon de 1 % du côté non borné sur l’échantillon 2010-2020.

4 Nous estimons le modèle par les doubles moindres carrés ordinaires.

5 Pour les entreprises mono-régionales, l’entropie (variable ECA) est égale à zéro, ce qui annule le terme d’interaction. L’impact de la participation institutionnelle pour les mono-régionales n’est donc plus que le coefficient (cf. équation 2).

6 Pour plus de détails sur la méthodologie d’estimation et les tests, il est possible de se référer à Gonzales et al. (2005) et Fouquau et al. (2008)

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Table des illustrations

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Titre Table 1. Statistiques descriptives
Légende Notes : DF LT VM (DF LT VC) est le ratio de dette financière long terme sur la valeur de marché (valeur comptable) ; DF Tot VM (DF Tot VC) est le ratio de dette financière totale sur la valeur de marché (valeur comptable). La Variable Excl. Banque représente la part des institutionnels sans les banques. Re est la rentabilité économique. L’ensemble des variables sont winsorisées à l’exception de ECA. Nos variables d’endettement et institutionnelles sont exprimées en pourcentage.
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Titre Table 2. Matrice des corrélations
Légende Notes : DF LT VM (DF LT VC) est le ratio de dette financière long terme sur la valeur de marché (valeur comptable) ; DF Tot VM (DF Tot VC) est le ratio de dette financière totale sur la valeur de marché (valeur comptable), L’ensemble des variables sont winsorisées à l’exception de ECA.
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Titre Table 3 : Estimation du ratio d’endettement à long terme (variable Dette)
Légende Notes : A l’exception de la variable d’ouverture ECA, l’ensemble des autres variables sont obtenues après winsorisation. Les erreurs types entre parenthèses sont clustérisées par firmes. La variable instrumentale est le taux de participation institutionnelle par pays. Le test de sous identification est le test de Kleibergen-Paap. ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %, 5 % et 10 %.
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Titre Table 4. Estimation du ratio de dette à long terme avec effets d’interaction
Légende Notes : A l’exception de la variable d’ouverture ECA, l’ensemble des autres variables sont obtenues après winsorisation. Les erreurs types entre parenthèses sont clustérisées par firmes. La variable instrumentale est le taux de participation institutionnelle par pays. Le test de sous identification est le test de Kleibergen-Paap. ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %, 5 % et 10 %.
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Titre Table 5 : Test de linéarité
Légende Note : L’hypothèse nulle est l’hypothèse de linéarité du modèle, Nous effectuons un test Lagrange Multiplier (LM) sur le développement de Taylor à l’ordre 1 de l’équation (4), La valeur de la variable transition est le degré d’ouverture.
URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/10449/img-10.png
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Titre Table 6 : Estimation du modèle PSTR
Légende Notes : La variable de transition est la variable ECA, Reg1 correspond au coefficient du 1er régime β2 et Reg2correspond au coefficient du 2nd régime β3, Les t-stat sont données entre parenthèses, ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %,5 % et 10 %.
URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/10449/img-11.png
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Titre Table 7 : Exercice de robustesse estimation des différents ratios d’endettement
Légende Notes : A l’exception de la variable d’ouverture ECA, l’ensemble des autres variables sont obtenues après winsorisation. Les erreurs types entre parenthèses sont clustérisées par firmes. La variable instrumentale est le taux de participation institutionnelle par pays. Le test de sous identification est le test de Kleibergen-Paap. ***, **, * représente respectivement la significativité à 1 %, 5 % et 10 %.
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Pour citer cet article

Référence électronique

Samia Belaounia et Julien Fouquau, « Le degré d’internationalisation : un facteur modérateur du lien entre la participation institutionnelle et la structure du capital »Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 26-1 | 2023, mis en ligne le 28 mars 2023, consulté le 22 mai 2024. URL : http://journals.openedition.org/fcs/10449 ; DOI : https://doi.org/10.4000/fcs.10449

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Auteurs

Samia Belaounia

Neoma Business School, Corresponding address : Neeoma Business School, 1 rue du Maréchal Juin, 76825, Mont Saint Aignan, France. Adresse email : samia.belaounia@neoma-bs.fr

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Julien Fouquau

ESCP Business School, Adresse email : jfouquau@escp.eu

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