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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4.1 Hypothèse d’élimination de synergies négatives.
Ce paragraphe vise à vérifier que l’impact globalement positif sur la profitabilité des opérations de désengagement-recentrage constitue une source de la performance ex-ante que leur accordent les actionnaires. Si les marchés sont efficients, une relation positive significative entre les rendements anormaux observés lors du désengagement et les variations des indicateurs de performance conforterait cette hypothèse.
La recherche d’une relation entre performance ex-ante et ex-post s’est faite en régressant les différentes rentabilités anormales observées (rentabilités pré-, centrées et post-désengagement) lors de l’annonce de l’opération sur les variations ajustées sectoriellement d’indicateurs comptables. La taille de l’entreprise, traditionnellement liée aux rentabilités anormales, est aussi intégrée en variable explicative sous la forme du logarithme de la capitalisation boursière de la firme juste avant la date d’annonce du désinvestissement. La significativité des coefficients obtenus est trés sensible à une variation des données, surtout compte tenu du faible nombre de données disponibles (35 à 36 désengagements). Cependant, quelque soit le type de RAC mis en variable expliquée, le signe des coefficients des variables « variations d’indicateurs de performance » reste positif. Nous ne présentons dans le tableau 7 que des résultats assez significatifs.

Notons que la procédure qui vise ainsi à mettre en rapport des rentabilités anormales et des variables explicatives avec la méthode des moindres carrés ordinaires a été contestée par certains. B. Espen Eckbo, Vojislav Maksimovic et Joseph Williams (1990) estiment que cette méthodologie est inadaptée dans le cas où l’effet d’annonce étudié concerne un événement volontairement engagé par la firme. Selon ces auteurs, seule une méthodologie d’étude événementielle conditionnelle, plus lourde à mettre en oeuvre, est susceptible de donner des résultats fiables. Cependant N. R. Prabhala (1997) montre à partir d’une analyse théorique et de simulations que la méthode des moindres carrés ordinaires, bien que mal spécifiée, conduit à des coefficients de régressions proportionnels aux véritables coefficients dont la significativité peut être testée. Cette méthodologie traditionnelle s’avère donc fondée dans la plupart des cas.
Tableau 7 : Régression des RAC sur les variations de performances ex-post.

Les nombres entre parenthèse représentent le t calculé de la variable. Les variables explicatives sont les variations d’indicateurs entre l’année du désinvestissement et l’année suivante.




Nombre d’obs.

Variables expliquées


Variables explicatives




RAC(1) de j-1 à j+2

RAC(3) de j-1 à j+2

Constante





-0,0368


-0,0650

Variations ajustées (médiane) EBITD.

36


0,0015

(2,13)*




Variations ajustées (médiane) ROIC.

35




0,0133

(1,66)**

LOG (Capitalisation)





0,0057

(0,58)

0,0104

(0,94)

F pour la régression




2,39**

0,97

*,** : significatif à un seuil de 95 et 90% respectivement.
Les résultats confirment qu’il existe un lien positif entre les variations d’indicateurs de performance issus de la comptabilité et les performances anticipées par les actionnaires. K. John et E. Ofek (1995) aboutissent à une relation semblable. Ceci corrobore l’hypothèse H1 émise à la fin de la première section.

On peut même tenter d’affiner cette hypothèse. La relation mise en évidence ici ne tient pas si les variations d’indicateurs comptables entre l’année du désinvestissement et la deuxième année suivante sont mises en variables explicatives (résultats non reportés). Par ailleurs, on a vu (cf. § 3.2.2) que les firmes marquent une pause dans leur politique d’investissement et réequilibrent leur structure financière l’année suivant le désinvestissement. La performance anticipée par les actionnaires tiendrait donc plus à l’élimination de synergies négatives (délestage d’une activité que la firme ne gère pas au mieux ou qui développe des interactions négatives avec les autres activités) qu’à l’espoir de voir la firme réinvestir le produit de la vente dans une nouvelle activité créatrice de synergies.
4.2 Réduction du degrés de diversification, risque d’emploi du dirigeant et réaction des actionnaires.
La réduction du degrés de diversification qu’entraîne le recentrage par désengagements pourrait signaler aux actionnaires que le dirigeant limite (de gré ou de force) sa stratégie de réduction de son risque d’emploi, éloignant du même coup la firme des risques attachés à une diversification trop importante (cf. § 1.2.2).

On devrait, selon l’hypothèse H2 énoncée précédemment, observer un lien positif entre l’importance de la « dé-diversification » qu’entraîne le désengagement (hausse de l’indice d’Herfindahl) et l’accueil que réservent les actionnaires à cette opération (rentabilités anormales).

Diverses régressions des rentabilités anormales sur les évolutions d’indicateurs de la diversité des activités ont été effectuées. Les résultats atteignant un degrés de significativité acceptable sont présentés dans le tableau 8. Les variables expliquées sont les RAC pré-désengagement cumulées sur différentes fenêtres autour de l’annonce. Les variables explicatives sont les variations dans l’indice d’Herfindahl entre l’année du désinvestissement la deuxième année suivante (pour les autres variations, les résultats sont non significatifs). Le R2 est de l’ordre de 0,1 à 0,2, les variations des indices n’expliquent donc que très partiellement les rendements anormaux. Le test F pour la régression et t pour chaque variable révèle cependant que cet effet est significatif.
Tableau 8 : Performances ex-ante et tendance stratégique.

Les t de student de chaque variable sont entre parenthèses. Le test F calculé dépasse le F à un seuil de confiance de 90%.




Variables expliquées




Variables explicatives

RAC(1) j-1 à j+2

RAC(1) j-2 à j+2

Variation de l’indice d’Herfindal 2 ans après désengagement


-0,1312

(-1,69)*


-0,1226

(-1,92)*


LOG (capitalisation)



-0,0061

(-0,69)


-0,0127

(-1,75)*


constante


0,0567


0,0991

Nombre d’observations

33

33

* : significatif au seuil de 90%.
Même si les variations dans l’indice d’Herfindahl ne contribuent que partiellement à « expliquer » les rentabilités anormales, il existe un lien négatif entre la tendance de la firme à se recentrer et les rentabilités anormales enregistrées lors de désengagements. Ces résultats vont à l’encontre de ceux de R. Comment et G. A. Jarrel (1995) et de K. John et E. Ofek (1995).
L’hypothèse H2 n’est donc pas corroborée sur cet échantillon. Ce résultat trouve différentes explications. D’abord, il a été montré (cf. § 3.2.1) que si le risque systématique moyen des entreprises augmentait après les désengagements, cet impact était peu sensible au niveau du risque total. Or c’est ce dernier risque que cherche à minimiser le dirigeant. Autrement dit, les désengagements étudiés ne modifieraient pas suffisamment le risque de l’entreprise pour que le dirigeant voit son exposition substantiellement modifiée. Ce serait alors la pertinence de l’hypothèse ou la mesure proposée de l’exposition au risque du dirigeant (ici, le niveau de diversification de l’entreprise) qui se trouverait remise en cause.

Sans aller aussi loin, on peut penser que les résultats obtenus, opposés à ceux escomptés, résultent des nombreux problèmes connexes à l’hypothèse H2 qui n’ont pas été pris en compte dans le test. En particulier, supposer que le dirigeant qui se désengage d’une activité aligne ses intérêts sur ceux des actionnaires doit nous amener à contrôler d’autres variables, dont l’utilisation qui est faite du produit de la vente. En effet, un dirigeant qui utiliserait immédiatement le produit de la vente pour investir dans une autre activité serait autant susceptible d’aligner ses intérêts sur ceux des actionnaires que de pratiquer une politique d’enracinement telle que la décrivent A. Shleifer et R. Vishny (1989) par investissement dans des activités spécifiques. Nous avons tenté d’intégrer cette variable « utilisation du produit de la vente » dans les régressions du tableau 8 sous la forme d’un proxy : l’augmentation du pourcentage de résultat distribué entre l’année du désinvestissement et l’année suivante. Mais les résultats n’ont alors aucune significativité statistique (à un seuil de 90%) et encore moins de sens économique puisque les signes des coefficients obtenus changent au gré des RAC mis en variable explicative. Nous avons aussi tenté d’intégrer les opportunités d’investissement dont dispose la firme (par une approximation de son Q de tobin) dans cette analyse comportement du dirigeant/réaction des actionnaires lors d’un désengagement, mais cette fois encore les résultats n’ont pas satisfait nos attentes.
Nous concluons donc seulement des résultats précédents que les firmes se recentrant par désengagements entraînent l’adhésion des actionnaires lorsqu’elles rééquilibrent le poids de leurs activités plus que lorsqu’elles opèrent une spécialisation.
Conclusion.
Il ressort de cette étude une image du recentrage qui contredit l’opinion commune d’une tendance à la spécialisation. L. Batsch (1992) a mis en évidence cette diversité dans les « stratégies » de recentrage, celle-ci se trouve confirmée au début de la décennie 90. Les désengagements constituent une modalité particulière de la tendance au recentrage. Ils se traduisent globalement par une concentration de grandes entreprises françaises sur un nombre restreint d’activités. Cette tendance est prégnante et n’est pas seulement la conséquence directe d’un désengagement : elle apparaît durable après le désengagement.

Les désengagements sont favorablement perçus par les actionnaires et contribuent à augmenter la performance de la firme. Les sources de ces performances ont été identifiées dans l’élimination de synergies négatives (délestage d’activités peu rentables ou produisant des interactions négatives avec les autres activités) que permettaient les désengagements. Par contre, contrairement aux études américaines, nous ne mettons pas en évidence de lien positif entre la performance perçue par les actionnaires et le degrés de « dé-diversification » qu’entraînent les désengagements. La relation entre ces deux éléments est négative et ne semble pas résulter des relations entre actionnaires et comportement des dirigeants, elle tiendrait plutôt à des considérations stratégiques qui restent à tester (mise en oeuvre d’alliances de la part des firmes se concentrant sur quelques activités qui pourraient alors recevoir un accueil favorable des actionnaires ?...); elle nécessite des recherches plus poussées en ce sens.
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