Résumé : Dans un premier temps, la spécificité des trajectoires de recentrage par désengagements est mise en évidence par une mesure quantitative de la diversité des activités de grandes firmes industrielles françaises.





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Tableau 2 : Relations actionnaires dirigeants et hypothèses testables.


Hypothèses

Exemples d’études réalisées.

Résultats

Conséquences des désengagements.

hypothèse 1 : réduction par le dirigeant de son risque d’emploi (risque de perte d’emploi ou de réputation professionnelle) par diversification.

- Y. Amihud et B. Lev (1981).

-Les firmes managériales (faible contrôle des propriétaires) sont plus diversifiées.

-Réduction des conflits d’agence évoqués plus haut.

hypothèse 2 : Enracinement du dirigeant par investissement dans des actifs spécifiques et diversifications.

-A. Shleifer et R. W. Vishny (1989).

(Il s’agit d’une analyse purement théorique)

-La recherche d’élargissement de leur espace discrétionnaire pousse les dirigeants à investir dans des secteurs où ils pensent disposer d’un avantage par rapport aux prétendants à leur poste.

-Désengagement seulement lorsque se présente un acquéreur disposant d’un avantage dans la gestion de l’activité cédée. Cession à un bon prix ; impact positif sur les cours mais non sur la performance d’exploitation de la firme cédante.

hypothèse 3 : Existence d’asymétrie informationnelle entre la firme et le marché.

-P. Sentis (1995).

-Rentabilités anormales positives, significatives pour les firmes annonçant leur prix de cession, non significatives pour les autres.

-Le désengagement est un moyen de financement qui pallie le problème de sous-investissement du à une sous évaluation par le marché (cf. S. Myers et N. Majluf (1984)) . Il contribue en outre à révéler la bonne qualité des firmes lorsque le prix de transaction est annoncé.


En résumé, les théories financières avancent de nombreuses hypothèses qui contribuent chacune à expliquer les désengagements dans le cadre de recentrage. Nous ne prétendons pas tester chacune d’elle, ceci nécessiterait un ensemble de données dont nous ne disposons pas. Aussi, compte tenu des développements précédents, nous nous concentrons sur deux hypothèses :
-H1 : L’objectif des désengagements vise l’élimination de synergies négatives ou l’obtention de synergies d’exploitation dans les activités de base de la firme.

Le désengagement devrait alors se traduire par une amélioration des performances de la firme au niveau de son résultat « économique » (EBE ou EBIT), ou de sa capacité à dégager du cash-flow. Par ailleurs, afin de nous assurer que ces améliorations dans la performance des firmes sont bien attribuables à l’opération de désengagement, une relation positive devrait exister entre la performance anticipée par les actionnaires lors de l’annonce de l’opération et les améliorations de performance constatées ex-post.
-H2 : Le désengagement marque l’instauration de nouveaux rapports entre actionnaires et dirigeants. Ces derniers renonçant, de façon volontaire ou forcée à réduire leur risque d’emploi par diversification, restaurant ainsi leur pleine capacité de gestion.

La performance anticipée par les actionnaires lors de l’annonce de l’opération (rendements anormaux) devrait être positivement corrélée avec la réduction du degrés de diversification qu’entraîne le désengagement.
L’étude empirique s’est faite en trois temps. Dans un premier temps, nous avons voulu vérifier si la tendance au recentrage était perceptible par une mesure objective. La « mesure du recentrage » a été effectuée à travers le calcul de différents indices de dispersion du CA entre les activités des firmes. Nous nous sommes ensuite intéressés aux conséquences sur la richesse des actionnaires de désengagements de firmes décrites comme procédant à un recentrage ou se délestant d’activités périphériques. La méthodologie employée est celle des études événementielles. Il nous restait ensuite à vérifier si les effets positifs observés sur la richesse des actionnaires pouvaient être rapprochés des hypothèses qu’émettent les théories financières sur les motifs des « désengagements-recentrage ».
2) données et méthodologie.

2.1 La mesure du recentrage.
La tendance au recentrage a été dans un premier temps appréciée sur un échantillon assez large, jugé représentatif de l’industrie française1, grâce au calcul des différents indices de dispersion du CA sur la période 86-92. Ensuite, parmi les 46 groupes de l’échantillon total, un sous-échantillon regroupant les firmes dont on étudie les désinvestissements a été constitué. L’observation des indices de diversité des activités pour ce sous échantillon autour des années de désengagement permet de vérifier que les firmes concernées réduisent la diversité de leur activités.

La méthodologie de cette étude suit celle de Laurent Batsch (1992)2, les données sur le chiffre d’affaires par branche sont issues de cette même étude pour la période 86-89, elles ont été collectées auprès du même organisme (CDC) pour la période 90-92. La ventilation des activités des groupes par branche est fonction de la classification qu’opère chaque groupe de ses activités et est saisie au niveau des comptes consolidés.
Deux indicateurs de diversité ont été calculés :
- L’indice d’Herfindahl (H) : il donne la mesure de la concentration d’un système selon la formule :

H = i=1 à npi2

où pi représente le poids relatif de chaque élément dans un ensemble de n éléments.

Le choix de la puissance deux amplifie le poids des éléments les plus importants. En conséquence, l’indice augmente lorsque, à nombre de branches égales, l’entreprise réalise une plus grande part de son CA sur une activité (spécialisation).
- L’indice d’entropie (E), introduit par A. Jacquemin (1975), est défini par :

E = - i=1 à npi . Ln(1/ pi )

où n désigne le nombre des activités principales du groupe et pi le poids relatif de chaque activité (en %). A la différence du précédent indice, il valorise le rôle des petites branches dont la valeur dans l’indice est aussi élevée que celle des grandes.

Son interprétation est plus délicate. Remarquons d’abord que plus le nombre d’activités est important, plus sa valeur est élevée. La valeur de l’indice n’a que peu d’intérêt en soi, c’est surtout son évolution qui importe. Par ailleurs l’indice d’entropie est plus un indicateur de dispersion que de diversité : il évolue en fonction de l’équilibre des activités. Pour un nombre d’activités constant, l’indice d’entropie augmente si le poids des activités se répartit de manière plus égalitaire. Une augmentation de E peut refléter une diversification aussi bien qu’un rééquilibrage de l’activité.
Compte tenu du comportement particulier de ce dernier indice, nous avons calculé l’indice d’Herfindahl, afin de vérifier qu’il n’existait pas trop d’évolutions divergentes. Dans la plupart des cas, le nombre d’activités déclaré par le groupe ne varie pas au fil des ans, cela facilite l’analyse des résultats.
2.2 Etude événementielle sur les désengagements.
Le principe des études d’événements consiste à observer le « décrochage » des rentabilités boursières autour de l’annonce d’une opération par rapport à une norme préétablie. Nous présentons d’abord nos données avant de justifier le choix d’une « norme » pour les rentabilités.
L’observation des dates de désengagements s’est faite, pour la période 1986-1989, à partir de la publication semestriel de l’INSEE « Archives et Documents » (INSEE, collection E, de 1985 à 1989). Celle-ci recense chronologiquement les principales opérations touchant à la vie des entreprises annoncées dans les quotidiens spécialisés. Ce sont les dates des premiers articles annonçant un désengagement ( cession totale de participation, de filiales, de division ou d’activité à une firme française ou étrangère contre des « liquidités ») qui ont été retenues comme date d’annonce. Toutes les autres opérations d’importance des sociétés effectuant un désengagement ont aussi été notées afin d’éliminer les effets d’annonces simultanées. Pour les années 1990 à 1992, le recensement des désengagements s’est fait, pour quelques entreprises, à partir des dossiers de presse réalisés par la COB sur chaque société cotée.
La sélection s’est efforcée de remplir les critères suivant, énumérés par ordre d’importance décroissant : les désinvestissements doivent concerner des sociétés cotées, ils doivent correspondre soit à une cession totale de participation, soit à une cession d’activité ou de filiale et être décrits dans les articles de presse comme s’inscrivant dans un recentrage ou représentant un désengagement total d’une branche, enfin ils ne doivent pas être concomitants à un autre événement (dans un délai minimum d’un mois) et être le plus importants possible (quand cela est précisé!). L’application de ces critères a réduit l’échantillon de l’étude de 200 désinvestissements à 56 opérations. Notons que les firmes cédantes de notre échantillon sont industrielles et importantes (LVMH, Roussel-Uclaf, Prouvost) et pour la plupart cotées sur le marché à règlement mensuel. Les cours boursiers quotidiens ont été collectés sur la base de donnée AFFI-SBF (cours de 1977 à 1991) et sur Datastream pour 1991 et 1992.
La définition d’une norme pour les rentabilités autour de l’annonce a privilégié la simplicité : elle s’appuie sur le modèle de marché. L’étude menée par S. Brown et J. Warner (1985)1 a montré que cette méthodologie, très simple, donnait de bons résultats. Les éventuels problèmes que posent le calcul de la norme suivant la droite de marché devraient être marginaux compte tenu des caractéristiques de notre étude : La non-normalité des rentabilités n’a pas d’impact sur l’efficacité des études d’événements dès lors que l’échantillon approche les 50 titres, nous dépassons ce seuil; la correction des problèmes liés à l’asynchronisme des données (autocorrélations des rentabilités) apporte peu à la justesse des résultats (S. Brown et J. Warner, 1985); le problème que pose l’éventuelle dépendance des rentabilités en coupe transversale lors du calcul de la variance est marginal lorsque les événements ne sont pas rassemblés dans le temps, ce qui est le cas dans notre étude.

La période de référence, i.e. d’estimation des paramètres de la droite, s’est faîte sur 240 jours de bourses. G. Mandelker (1974), étudiant l’effet des fusions sur le risque et les rendements des firmes concernées, a noté que ces opérations avaient un impact sensible sur le risque systématique (bêta estimé) de l’entreprise. Or lorsque l’annonce d’un désengagement arrive sur le marché, les actionnaires anticipent non seulement une variation de la rentabilité de la firme, mais aussi une variation de son risque systématique. Afin de vérifier que la variation probable du risque de l’entreprise n’était pas de nature à renverser les résultats de l’étude, nous avons estimé les paramètres de la droite de marché sur trois périodes successives de 240 jours de bourse. La première période est antérieure à l’annonce et s’étend sur les 240 jours précédants le dixième jours avant l’annonce du désengagement. La deuxième encadre la date d’annonce, elle s’étend sur [j-130, j-10[ et ]j+10, j+130], j désignant la date d’annonce. Enfin la troisième couvre la période ]j+10, j+250]. Les quelques rentabilités manquantes ont été remplacées suivant la méthode de répartition uniforme2.
La détermination des rendements anormaux suit la méthodologie classique : ils sont définis sur la période d’observation [j-10, j+5] comme la différence entre les rentabilités observées et les rentabilités dites normales calculées selon la droite de marché3. Le test de significativité est un test paramétrique (T de student).
2.3 Données comptables.
Les données comptables sont issues de la base de données « Worldscope ». Plusieurs indicateurs et ratios comptables en sont tirés; tous les comptes consolidés sont retraités suivant les normes anglo-saxonnes. La performance des firmes avant et après désinvestissement est évaluée par :

-Earnings Before Interest and Taxes (EBIT) : il est calculé à partir du résultat avant impôt auquel sont ajoutées les charges financières et retirées les dotations aux provisions sur les fonds empruntés pour des projets à long terme ou pour des constructions (« interest capitalized »).

-Earnings Before Interest, Taxes and Depreciation (EBITD) : approximé par l’EBIT auquel sont ajoutées les dotations aux amortissements.

-Cash Earning Return On Equity (CEROE) : c’est le ratio (cash flow) / (capitaux propres revenant aux actions ordinaires n-1).

Le cash flow de l’entreprise est évalué à partir du résultat courant et de toutes les charges non décaissables si les comptes de l’entreprise ne renseignent pas cette rubrique.

Ce ratio évalue la capacité de la firme à dégager des liquidités, il est donc plus proche de son cycle d’exploitation.

-Return on Equity (ROE) : il s’agit du ratio : (résultat courant (après impôts) net des dividendes préférentiels)/(capitaux propres revenant aux actions ordinaires année n-1).

Le ROE évalue donc la rentabilité annuelle des fonds investis par les actionnaires ordinaires.

-Return On Assets (ROA) : il correspond au ratio : [(Résultat courant (après impôts) net des dividendes préférentiels)+(charges financières - « interest capitalized »(cf plus haut))*(1 - taux d’imposition)] / [total des actifs (net) année n-1].

Le ROA représente le résultat net d’impôt que se « partagent » actionnaires et créanciers financiers rapporté au total des actifs.

Remarque : le taux d’imposition est déterminé en divisant les impôts dûs par le résultat courant.

-Return On Invested Capital (ROIC) : reprend le numérateur du ROA, mais le dénominateur constitue cette fois le total du passif hors exploitation.

Le ROIC est donc assez proche du ROA, il donne une idée de la rentabilité de l’ensemble des capitaux investis par les partenaires de l’entreprise hors exploitation.

-Par ailleurs, des ratios nous renseignant sur l’évolution de la structure financière ont été calculés (dettes à long terme et dettes totales en % des capitaux propres).
3) Résultats.
3.1 Le recentrage : premiers résultats.
3.1.1 Une « image » du recentrage en France (1986-1992).
Les indices d’entropie et d’Herfindahl ont été calculés pour chaque année de la période, cependant seuls les résultats pour les années 1986, 1989 et 1992 sont reportés. Il apparaît, sur les 49 observations des périodes 1986-1989 et 1989-1992, sept évolutions divergentes1 (4 pour 89-92 et 3 pour 86-89), ce qui représente environ 14% de l’échantillon. Pour la période entière (1986-1992), seules 3 observations sur 36 réalisables révèlent une évolution divergente, soit 8% des observations. Ce nombre relativement faible de divergences nous autorise à interpréter les résultats.
Certains groupes ayant fusionné (Matra et Hachette, Dumez et Lyonnaise des Eaux) et d’autres ayant procédé à des changements dans la classification de leurs activités (Béghin-Say, Labinal, Schneider), seulement 36 rapprochements peuvent être effectués entre les deux années limites de la période.

Les résultats sont résumés dans le tableau suivant2 :
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