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L’impact des LBO sur la défaillance des entreprises
Le cas des cibles françaises (2000-2010)

The impact of LBOs on business failure
The case of French targets (2000-2010)
Nicolas Bedu et Jean-Etienne Palard

Résumés

Cet article étudie l’incidence des opérations de leveraged buyout (LBO) sur la défaillance des entreprises cibles françaises. Selon la théorie de l’agence, l’augmentation du risque de défaillance, induit par la hausse du niveau d’endettement, doit être compensée par le renforcement du contrôle et l’amélioration de la gouvernance. L’étude empirique est construite sur un modèle d’appariement par score de propension à partir d’un échantillon de 626 opérations de LBO dont 55 ont fait l’objet d’une défaillance financière entre 2000 et 2010. Les résultats montrent que le taux de défaillance des entreprises cibles reprises en LBO est significativement plus élevé que celui des entreprises appariées. Par ailleurs, le taux de défaillance est positivement corrélé avec le niveau d’endettement post-acquisition et le niveau de la rentabilité économique (ROCE) avant et après le rachat en LBO.

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Texte intégral

1. Introduction

  • 1 Selon l’Association Française des Investisseurs en Capital : « un leveraged buyout (Management buyo (...)
  • 2 Le marché français du capital-investissement est particulièrement actif puisqu’il représente le deu (...)
  • 3 A l’instar du marché britannique, les opérations de LBO en France correspondent à des situations sp (...)

1Les deux dernières décennies ont été marquées par un essor considérable des opérations à effet de levier de type LBO (leveraged buyout) ou MBO (management buyout)1, ce phénomène se manifestant en Europe par deux vagues successives de rachat opérées à la fin des années 90 et au milieu des années 2000 [Andres et al. (2007), Kaplan et Strömberg (2009)]2. Pour autant, il convient de noter que les opérations de LBO en Europe continentale ont fait l’objet d’une attention relativement limitée dans la mesure où la plupart des travaux en finance se sont concentrés sur des opérations de LBO réalisées aux Etats-Unis et au Royaume-Uni. Les marchés américains et britanniques semblent néanmoins difficilement comparables. Les opérations de LBO sont en effet de taille relativement importante (supérieures à 100 millions $) aux Etats-Unis alors que la grande majorité des LBO effectués au Royaume-Uni correspondent à des transactions de faible montant (rarement supérieures à 50 millions €) [Citron et Wright (2008)]. En ce qui concerne le marché français, si celui-ci présente des similarités avec le marché britannique notamment en termes de taille des opérations3, il n’en demeure pas moins que les résultats de la plupart des études n’apportent que peu d’enseignements sur les opérations de LBO réalisées en France.

2Dans un LBO, un groupe d'investisseurs financiers privés acquiert via une holding créée lors de l’opération le contrôle d’une entreprise en finançant l’acquisition des titres de la société cible principalement par endettement bancaire. De manière générale, c’est la holding, détentrice de la propriété et du contrôle de l’entreprise acquise, qui sur la base des dividendes versés par cette dernière va assurer le remboursement de la dette. Cette opération est dans la plupart des cas conduite par un ou plusieurs fonds de Private Equity (PE). Ces fonds sont contrôlés par des firmes de PE qui sont des sociétés de gestion jouant le rôle de sponsor auprès d’autres investisseurs. De manière générale, les firmes de PE sont responsables des choix d’investissement, les LBO étant effectués par les associés-gérants des fonds détenus par les firmes de PE. L’objectif de ce type de montage consiste, pour le fonds de PE, à profiter d’un triple effet de levier [Demaria (2010)] : un effet de levier financier, qui repose sur l’utilisation massive de la dette, permettant de financer l’opération afin de maximiser la rentabilité des fonds propres ; un effet de levier juridique et fiscal, en raison notamment de la déductibilité des charges d’intérêt et du régime d’intégration fiscale mère-fille qui limite le poids de l’impôt versé par la holding de reprise ; un effet de levier managérial et organisationnel, enfin, qui trouve ses fondements dans la transformation de la structure de propriété et la mise en place de nouveaux mécanismes de reporting, de contrôle et d’incitation conduisant à une rupture dans les relations contractuelles entre dirigeants et apporteurs de capitaux [Jensen (1986), Desbrières et Schatt (2002b)].

3A cet égard, la littérature s’accorde pour reconnaître les risques inhérents aux opérations de LBO pour les entreprises acquises : l’endettement contracté pour bénéficier de l’effet de levier financier accroît le risque de défaillance des sociétés cibles. A contrario, les travaux fondateurs de Jensen (1989) sur les LBO soulignent que la contrainte de remboursement de la dette doit conduire le management de la cible à une gestion opérationnelle plus efficace, légitimant ainsi l’intérêt de ce mode de financement dans le cadre d’un rachat. Comme le rappellent Opler et Titman (1993), l’une des interrogations posées par les opérations de LBO consiste à déterminer si l’effet de levier organisationnel permet de compenser l’augmentation du risque financier induit par la hausse de l’endettement. Dès lors, la question de la défaillance des entreprises cibles constitue un enjeu fondamental des opérations de LBO. Autrement dit, les entreprises engagées dans un LBO présentent-elles un taux de défaillance plus élevé que celles qui ne sont pas visées par cette forme de restructuration ? Ainsi, le principal enjeu managérial soulevé par ces questionnements réside dans la pertinence des montages LBO pour les entreprises à la recherche d’investisseurs mais également pour les managers désirant racheter leur société dans le cadre d’un MBO. En effet, le risque de défaillance pourrait être jugé excessif par d’éventuels repreneurs les conduisant à privilégier des modes alternatifs d’acquisition. Par ailleurs, ce constat pourrait être partagé par les différentes parties prenantes (fournisseurs, clients et banquiers) des entreprises concernées dans la mesure où elles se verraient indirectement exposer à l’augmentation du risque de défaillance de leur partenaire. On peut ainsi considérer que ce n’est pas tant la défaillance de la holding d’acquisition que celle de l’entreprise cible qui importe dans l’évaluation des effets des LBO sur la survie des cibles.

4En conséquence, l’objectif de cet article est d’analyser l’impact des opérations de LBO sur la défaillance des entreprises cibles et d’en identifier les déterminants.

  • 4 Dans la définition d’Altares, « les suites de procédures, à savoir les liquidations judiciaires ou (...)

5L’étude empirique a été menée sur un échantillon original d’entreprises françaises cibles ayant fait l’objet d’un LBO au cours de la période 2000-2007 à partir des données issues des bases THOMSON REUTERS et ZEPHYR. La défaillance a été définie de manière stricte en considérant l’ensemble des entreprises sous LBO ayant fait l’objet d’un jugement d’ouverture de redressement judiciaire ou de liquidation dans les 5 ans suivant l’opération de rachat, les données ayant été obtenues à partir du fichier défaillance d’ALTARES-INSEE4.

6Sur le plan méthodologique, outre la base de données qui regroupe plusieurs sources d’informations, l’originalité de ce travail réside dans l’utilisation d’une procédure d’appariement par score de propension (ASP) pour la construction des groupes de contrôle. Le choix de la procédure d’ASP se justifie pleinement dans la mesure où l’évaluation empirique de l’impact des opérations de LBO sur les cibles est conditionnée par la sélection des entreprises de contrôle. Elle permet ainsi de répondre à certaines limites des travaux antérieurs quant à la robustesse des groupes de contrôle.

7Sur un plan empirique, cette étude constitue, à notre connaissance, la première contribution qui tente d’évaluer les conséquences des LBO sur la défaillance des entreprises françaises. Le second apport empirique de cette recherche est d’étudier si les différentes formes de rachat d’entreprises avec effet de levier, plus précisément celles impliquant le management en place, ont la même incidence sur le taux de défaillance que le LBO classique.

8Les principaux résultats mettent en évidence, tout d’abord, que le taux de défaillance des entreprises françaises sous LBO est significativement plus élevé que celui d’entreprises dont la probabilité de faire l’objet d’un LBO était similaire, le risque de faillite n’étant pas affecté par la structure de reprise ni par la nature des repreneurs. Dès lors, ce résultat tend à relativiser la pertinence des MBO pour des managers souhaitant acquérir leur entreprise. Plus largement, notre étude ne confirme pas dans le cas de la France les résultats de Tykvova et Borell (2012) sur les effets des LBO sur la survie des entreprises européennes. Nous montrons ensuite que le niveau d’endettement contracté lors de l’opération de LBO ainsi que le niveau insuffisant de la rentabilité économique (ROCE) avant et après l’acquisition tendent à accroître le risque de défaillance des entreprises cibles. Nos résultats suggèrent donc que l’usage de leviers financiers modérés et qu’un processus de sélection des cibles orienté vers les sociétés les plus performantes seraient les principaux déterminants de la survie des entreprises sous LBO. Finalement, l’ensemble de nos résultats nous amène à conclure que l’expertise managériale des repreneurs, notamment des fonds de PE, ne permet pas de compenser l’augmentation du risque de défaillance induit par l’endettement contracté lors du LBO. Autrement dit, les avantages tirés de l’effet de levier organisationnel ne compenseraient pas l’augmentation des coûts de faillite générés par l’effet de levier financier.

9L’article est organisé de la manière suivante. La première section est consacrée au cadre théorique et à la description des hypothèses de recherche. La deuxième section expose la méthodologie de recherche, la construction des bases de données et les variables sélectionnées. Les résultats des tests univariés et multivariés sont détaillés dans la troisième section. La dernière partie est consacrée à la conclusion et à la discussion des principaux résultats de cette recherche.

2. Revue de la littérature et hypothèses de recherche

10Dans le cas d’une reprise ou d’une transmission d’entreprise, le montage LBO engendre deux effets a priori opposés sur la défaillance potentielle des cibles. D’un côté, le risque de défaillance et les coûts de faillite devraient augmenter en raison du poids des charges financières induit par l’accroissement du niveau d’endettement. D’un autre côté, les coûts d’agence devraient baisser et la performance opérationnelle à long terme devrait augmenter grâce à la mise en œuvre par les fonds de PE de mécanismes de gouvernance, de contrôle et de reporting plus efficaces. D’une certaine manière, l’augmentation de la rentabilité économique doit permettre de compenser l’accroissement du risque de faillite lié à la structure financière fortement endettée du LBO.

2.1. Montages LBO et taux de défaillance des entreprises cibles

11Selon les travaux fondateurs de Modigliani et Miller (1958), la valeur d’une entreprise est indépendante de sa structure financière : sous l’hypothèse de marchés financiers parfaits, le niveau d’endettement n’a aucune influence la valeur économique des actifs d’une firme. Or, lorsque certaines hypothèses restrictives sont levées, telles que l’absence de coûts de faillite ou d’asymétrie d’information, Tirole (2006) souligne que l’effet de l’endettement n’est pas neutre sur la valeur d’une firme et que le risque de défaillance s’accroit avec l’effet de levier financier. Dans le cas d’entreprises cibles d’un LBO, l’augmentation du risque de faillite pèse conjointement sur la holding de reprise et sur l’entreprise cible. Plus le montant de la dette augmente, plus la probabilité que la holding ne soit pas en mesure d’honorer ses échéances de remboursement s’accroit, dès lors que le niveau des free-cash-flows de la cible est insuffisant. Pour autant, selon la théorie de l’agence [Jensen et Meckling (1976), Jensen (1986)], la dette constitue un mécanisme disciplinaire puissant dès lors que les créanciers ont la possibilité de sanctionner les managers via une procédure de mise en faillite. Ainsi, le nombre de faillite de sociétés reprises en LBO devrait donc être limité par l’effet incitatif de la dette [Jensen (1989) et Bruton et al. (2002)]. Dans cette perspective, les études empiriques traitant de l’impact des LBO sur la défaillance des cibles, réalisées principalement aux Etats-Unis et au Royaume-Uni, donnent des résultats contradictoires.

12Un première série d’études montre que les opérations de LBO présentent un taux de faillite significativement plus élevé que les autres formes de reprise [Kaplan (1989), Bruner et Eades (1992), Peck (1996), Citron et Wright (2008)]. Kaplan et Stein (1993) observent notamment que le risque de faillite augmente très sensiblement après le rachat, le taux de défaillance des entreprises américaines trois ans après leur acquisition se situant à des niveaux très élevés entre 20 % et 36 % selon le secteur d’activité et l’âge de la cible. Plus récemment, sur un échantillon 21 397 transactions effectuées par des fonds de PE entre 1970 et 2007, Strömberg (2008) observe que 570 opérations ont fait l’objet d’une liquidation judiciaire, soit un taux de défaillance moyen de 2,3 %, contre un taux de défaillance de seulement 0,6 % pour les sociétés cotées et de 1,6 % pour les obligations d’entreprises aux Etats-Unis. A l’inverse, d’autres études établissent que les opérations à fort effet de levier ne sont pas économiquement plus risquées que d’autres formes de rachat. L’étude de Wright et al. (1996) montre, notamment, que le taux de faillite des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO, qui se situe à 3,1 %, n’est pas significativement plus élevé que le taux de faillite moyen des PME britanniques (2,1 %). Ce résultat est confirmé par Tykvova et Borell (2012) qui établissent à partir d’un échantillon de 1 862 opérations de LBO réalisées au sein de 15 pays européens que le risque de défaillance n’est pas statistiquement plus élevé pour les sociétés reprises en LBO par rapport aux sociétés comparables n’ayant pas fait l’objet de ce type de rachat. Au regard de l’absence de consensus quant à l’impact des LBO sur le taux de défaillance des entreprises cibles, nous formulons l’hypothèse suivante :

H1 : Le taux de défaillance des entreprises reprises en LBO est plus élevé que celui des firmes comparables n’ayant pas fait l’objet d’un LBO.

2.2. LBO, levier financier et risque de défaillance

13Selon les théoriciens de l’agence, le LBO entraîne une rupture positive dans les relations entre dirigeants et apporteurs de capitaux. Ce type de montage révolutionne les mécanismes de contrôle, de gouvernance et d’incitation au sein de l’entreprise ce qui permet de compenser la hausse du risque de faillite induite par l’accroissement du niveau d’endettement. Les travaux empiriques de Opler (1993) ou Billett et al. (2010) montrent notamment que la mise en place d’outils incitatifs en matière de financement LBO, tels que les obligations convertibles ou la dette mezzanine, et l’introduction de clauses coercitives (covenants) dans les contrats de dette réduisent de près de 30 % le risque de défaillance. Pour autant, force est de constater que la question du niveau d’endettement des entreprises cibles n’est pas traité dans les travaux de Jensen (1989). A cet égard, Wilson et al. (2010), ont analysé les caractéristiques de l’ensemble des entreprises ayant fait l’objet d’une faillite au Royaume-Uni entre 1995 et 2009. Selon eux, le niveau d’endettement élevé des cibles expliquerait que le taux de faillite des PME reprises en LBO est en moyenne deux fois supérieur (4,8 %) à celui des autres PME britanniques (2,1 %). Pour autant, la spécificité des opérations de LBO ne réside pas dans le financement par la dette de l’acquisition, celle-ci se situe plutôt dans l’usage systématique de l’endettement et de forts effets de levier financier. D’où, la proposition de l’hypothèse suivante :

H2a : Le taux de défaillance des entreprises reprises en LBO est positivement corrélé avec leur niveau d’endettement après l’acquisition.

  • 5 Desbrières et Schatt (2002b) mettent en évidence dans le cas de la France que les entreprises sous (...)

14Cependant, selon Halpern et al. (2009) la diminution du risque de défaillance des firmes reprises en LBO s’expliquerait davantage par la structuration de la dette (dette senior vs dette subordonnée) que par le niveau d’endettement ou les changements post-acquisition opérés en matière de gouvernance et de fonctionnement opérationnel. Pour Easterwood (1998), l’augmentation du risque de défaillance des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO n’est pas corrélée avec le niveau d’endettement mais dépendrait des désinvestissements nécessaires pour générer de la trésorerie à court terme et donc rembourser la dette. Selon Berg et Gottschalg (2003), une rationalisation du besoin en fonds de roulement (BFR) de la cible serait nécessaire afin d’assurer le remboursement de la dette. Dès lors, il est possible de supposer qu’un besoin en fonds de roulement élevé avant l’acquisition diminue le risque de défaillance de la cible dans la mesure où les dirigeants disposent d’un levier d’action leur permettant de remboursement la dette5. Par conséquent, nous formulons l’hypothèse suivante :

H2b : Le taux de défaillance des cibles reprises en LBO est négativement corrélé avec leur niveau de BFR observé avant l’acquisition.

2.3. LBO, levier organisationnel et risque de défaillance

15Les montages LBO permettent également de modifier la gouvernance et la structure de propriété en instaurant des mécanismes de gouvernance et de contrôle plus efficaces. Certes, Jensen (1989) souligne que l’endettement entraîne une augmentation du risque de défaillance et des coûts de faillite à court terme. Mais à moyen terme, ce type de montage permet de réduire ce risque dans la mesure où la dette joue le rôle de catalyseur dans la réussite du projet et fait porter sur le management la nécessité de générer une performance et/ou une rentabilité économique suffisante pour rembourser la dette à l’échéance. Toutefois, selon certains auteurs [Zahra (1995), Bruining et Wright (2002)], ce n’est pas tant la diminution des coûts d’agence que l’augmentation de l’orientation entrepreneuriale des entreprises reprises en LBO qui explique l’amélioration de leur performance opérationnelle.

16Dans ce contexte, l’étude de Bruner et Eades (1992) sur la faillite de la compagnie Revco en 1992 montre que la liquidation de cette société, spécialisée dans la distribution de médicaments aux Etats-Unis, s’explique davantage par une mauvaise structuration de l’endettement entre la dette senior et la dette subordonnée que par un niveau d’endettement trop élevé au regard des capacités de remboursement du Groupe Revco lors de sa restructuration. L’étude montre notamment que le LBO a permis d’améliorer la rentabilité économique, mesurée par le ROCE, trois années après la finalisation de l’opération.

17Ces premiers résultats ont été validées par de nombreuses études empiriques qui mettent en évidence l’amélioration de la performance économique des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO aux Etats-Unis [Bruton et al. (2002), Amess (2003), Harris et al. (2005), Cumming et al. (2007), Kaplan et Strömberg (2009)]. En ce qui concerne la France, les résultats empiriques sont contradictoires. Les travaux de Boucly et al. (2011) montrent que les entreprises cibles génèrent une rentabilité économique supérieure après le rachat alors que l’étude de Desbrières et Schatt (2002a) indique que la performance économique des sociétés cibles se détériore rapidement dès la deuxième année suivant leur acquisition. Plus généralement, certains auteurs ont souligné les limites internes du modèle LBO liées notamment à sa fragilité économique. Ainsi, selon Batsch (2002), le LBO doit être considéré comme un mode de détention transitoire car les performances de ces opérations diminuent à mesure que la dette est remboursée et que l’effet de levier disparaît amenant les fonds de PE à revendre les sociétés acquises. Toujours est-il que la plupart des études tendent à souligner les effets positifs des LBO au sens où les entreprises acquises présenteraient une performance post-acquisition plus élevée. Par ailleurs, le niveau de performance pre-LBO de ces dernières pourrait affecter leur risque de faillite d’autant plus que les fonds de PE procèdent à une sélection des entreprises sur la base de leur performance et/ou du potentiel de croissance de celle-ci. Au final, si les études empiriques ne permettent pas de formuler directement des hypothèses testables, il n’en demeure pas moins selon Jensen (1989) que l’objectif des nouveaux actionnaires dans le cadre des LBO est d’agir sur le levier organisationnel de manière à réduire les coûts d’agence et accroître la performance de la cible après son rachat. D’où la proposition des trois hypothèses suivantes :

H3a : Le taux de défaillance des entreprises reprises en LBO est négativement corrélé avec le niveau de rentabilité des actifs (ROA) avant et après l’acquisition.

H3b : Le taux de défaillance des entreprises reprises en LBO est négativement corrélé avec le niveau de rentabilité économique (ROCE) avant et après l’acquisition.

H3c : Le taux de défaillance des entreprises reprises en LBO est négativement corrélé avec le niveau de rentabilité financière (ROE) avant et après l’acquisition.

2.4. LBO, structure de reprise et risque de défaillance

18Le mode de rachat, le montage juridique utilisé tout comme le rôle joué par les fonds de PE [Meuleman et al. (2009), Acharya et al. (2012)] ont également une influence significative sur la performance globale de l’opération [Wright et al. (1996)] et la rentabilité de l’entreprise cible [Phan et Hill (1995)]. Sur un échantillon de 114 opérations de MBO, les travaux de ont permis de mettre en évidence que les firmes restructurées dans le cadre d’une opération impliquant l’ancienne équipe managériale présentent un taux de faillite significativement plus faible que les firmes reprises dans le cadre d’un LBO classique (sans programme d’incitation du management). Les auteurs observent également que le risque de faillite est négativement corrélé avec le pourcentage de contrôle détenu par le management dans la nouvelle structure de contrôle. Andrade et Kaplan (1998) expliquent ce résultat par le fait que la structure de type MBO permet de réduire davantage les coûts d’agence grâce à une meilleure implication du management dans les décisions tout en s’appuyant sur les compétences des fonds de PE. Opler et Titman (1994) montrent que le fonds joue un rôle particulier dans la structuration et la négociation du financement avec les partenaires financiers. Ils observent que le coût de la dette est plus faible lorsqu’un fonds de PE structure l’opération de LBO que dans le cas où aucun fonds n’intervient.

19Il faut cependant relativiser le rôle des PE dans la structuration de la dette car, d’après Citron et Wright (2008), les holdings de reprise dans le cadre d’un MBO sont moins endettées que dans d’autres formes de structure de reprise. Ce résultat est confirmé par Halpern et al. (2009) qui mettent évidence que les MBO se traduisent, d’une part, par des niveaux d’endettement globalement plus faibles que les autre formes de LBO, et d’autre part, par le recours à des contrats d’endettement moins risqués et dont les clauses sont moins restrictives que d’autres formes de restructuration privilégiant la dette subordonnée ou mezzanine. On peut dès lors proposer l’hypothèse suivante :

H4 : Le taux de défaillance des entreprises reprises en MBO est plus faible que celui des entreprises ayant fait l’objet d’une autre forme de LBO.

3. Méthodologie de recherche, sélection de l’échantillon et choix des variables

20La méthodologie de recherche mise en œuvre pour tester l’impact d’un LBO sur la défaillance de la cible s’effectue en deux étapes. La première étape consiste à évaluer cet impact en comparant le taux de défaillance d’un échantillon de firmes sous LBO avec un échantillon de contrôle à partir d’une procédure statistique spécifique : l’appariement par score de propension (ASP) ou propensity score matching (PSM). Le principal intérêt de cette méthode issue des sciences médicales est d’associer aux entreprises sous LBO (i.e. l’échantillon d’étude) des entreprises ayant la même probabilité d’être acquise mais qui n’ont pas fait l’objet d’un LBO (i.e. l’échantillon de contrôle). Sur un plan méthodologique, il s’agit d’éliminer les biais de sélection pouvant limiter la portée des résultats obtenus sur l’analyse de la défaillance des entreprises sous LBO mis en évidence dans d’autres études. La seconde étape consiste à déterminer les facteurs explicatifs de la défaillance des entreprises cibles en analysant les caractéristiques des sociétés de l’échantillon d’étude avant et après le LBO.

3.1. Principes et intérêts de l’appariement par score de propension (ASP)

  • 6 En termes statistiques, cette situation correspond à une violation de l’hypothèse d’indépendance en (...)
  • 7 A notre connaissance et à l’exception des trois études mentionnées, aucuns travaux sur les effets d (...)

21L’hypothèse (H1) doit être testée en portant attention au fait que la défaillance des entreprises sous LBO peut s’expliquer par certaines caractéristiques propres à ces firmes6. D’une part, les fonds de PE ne financent pas au hasard les sociétés de leur portefeuille mais les sélectionnent à partir de critères spécifiques, notamment économiques et financiers. D’autre part, ces critères peuvent introduire une erreur d’estimation de la relation causale entre le LBO et la faillite du fait qu’ils ont un impact sur le taux de défaillance des entreprises cibles. Par conséquent, l’évaluation de l’effet des LBO sur le taux de défaillance des entreprises cibles, c'est-à-dire l’effet directement imputable aux LBO, requiert de construire des groupes de contrôle tenant compte des spécificités des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO. Autrement dit, il est nécessaire d’établir une situation contrefactuelle pour chaque entreprise cible. Etant donné qu’il n’est pas possible d’observer si une entreprise cible aurait connu une défaillance dans l’hypothèse où elle n’aurait pas fait l’objet d’un LBO, il est pertinent d’approximer cette situation inobservable. A cette fin, nous avons recours à un modèle ASP développé à partir des travaux de Rubin (1974) et Rosenbaum et Rubin (1983). La procédure ASP a été initialement utilisée dans les recherches en sciences médicales afin d’étudier l’effet d’un traitement sur une population. Cette technique a été reprise, depuis, dans de très nombreux travaux en économie publique et en économie du travail [Pearl (2009)] afin d’identifier l’effet d’un événement sur l’évolution des caractéristiques d’une population, et plus récemment en finance d’entreprise pour expliquer les conséquences économiques et financières des LBO [Amess et al. (2008), Le Nadant et Perdreau (2006), Tykvova et Borell (2012)]7.

  • 8 Sur un plan statistique, lorsque la distribution de ces caractéristiques, i.e. de ces facteurs de c (...)

22Appliquée à notre cas d’étude, la méthode ASP permet de tenir compte des caractéristiques comptables et financières des entreprises cibles supposées exercer à la fois une influence sur la probabilité qu’une entreprise soit la cible d’un LBO ainsi que sur la probabilité qu’elle fasse défaillance. Cette procédure permet de construire des groupes de contrôle robustes dans la mesure où les spécificités des entreprises cibles sont communes avec celles des entreprises de contrôle8. Rosenbaum et Rubin (1983) ont démontré que la construction des groupes de contrôle pouvait être effectuée directement à partir de la probabilité prédite de recevoir un traitement, i.e. le score de propension. Ainsi, la procédure d’ASP présente deux intérêts méthodologiques majeurs. D’une part, elle permet d’identifier parmi l’ensemble des entreprises n’ayant pas fait l’objet d’un LBO celles qui présentent le plus de similarités avec les entreprises acquises. D’autre part, l’appariement sur la probabilité d’acquisition permet de prendre en compte un nombre plus important de caractéristiques des entreprises sous LBO. Dans notre cas, le score de propension est établi à partir des caractéristiques observables pour chaque entreprise supposées expliquer son acquisition sous la forme d’un LBO. Cette proposition peut être déterminée de la manière suivante : pour une entreprise i, le score de propension p(Xi) est égal à la probabilité d’être sous LBO (LBO = 1) conditionnellement à ses caractéristiques initiales (Xi) :

  • 9 Une des limites principales de la méthode ASP est de considérer que le fait de recevoir un traiteme (...)

23Ainsi, pour une valeur de p(Xi), les entreprises sous LBO et les entreprises de contrôle auront globalement les mêmes caractéristiques. En pratique, l’estimation du score de propension, qui n’est pas connu, est effectuée à partir de modèles logit ou probit ; les caractéristiques observables9 constituant les variables explicatives. Dans notre cas, ces caractéristiques permettent de définir la probabilité pour une entreprise d’être sous LBO, et d’apparier les entreprises d’intérêt et celles de contrôle sur la base du score de propension. Dès lors, le taux de défaillance observé dans le groupe de contrôle constitue une estimation valable du taux de défaillance potentiel des entreprises sous LBO, si celles-ci n’avaient pas fait l’objet d’un rachat.

3.2. Construction des bases de données

  • 10 Plus précisément, nous avons procédé, pour chaque année entre 2000 et 2010, à une extraction de l’e (...)
  • 11 En termes statistiques, cela correspond à l’hypothèse d’existence d’un support commun entre les ent (...)

24La base de données est construite en trois étapes. La première étape a permis de recenser les entreprises ayant fait l’objet d’un LBO sur la période 2000 à 2007. Deux bases de données ont été mobilisées : ZEPHYR et THOMSON REUTERS, les doublons ayant été éliminés entre ces deux bases. Cette sélection a permis de constituer une population de 1 020 opérations de LBO pour lesquelles un transfert du contrôle majoritaire de la société cible a été identifiée (prise de participation supérieure à 50 %). Le critère de détention majoritaire nous permet ainsi d’asseoir l’hypothèse que les effets des LBO relève effectivement de décisions prises par les nouveaux détenteurs du contrôle et de la propriété dans la gestion opérationnelle des entreprises cibles. Dans une deuxième étape, nous avons constitué une base de données comptables et financières comprenant l’intégralité des entreprises existantes ayant déposé leurs comptes sur la période 2000-201010. Ce choix se justifie pour deux raisons. Tout d’abord, la faisabilité de l’appariement, ainsi que sa qualité, dépendent de l’existence pour chaque entreprise cible d’au moins une entreprise de contrôle dont les caractéristiques sont identiques, du moins similaires, à celles des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO11. Ensuite, cette approche offre l’avantage de n’imposer aucune restriction a priori sur la population des entreprises de contrôle.

25Dans une dernière étape, nous avons eu recours au fichier Défaillance ALTARES-INSEE qui regroupe l’ensemble des procédures collectives sur la période 1998-2010 afin d’identifier les entreprises d’étude et de contrôle ayant fait faillite entre 2000 et 2010. Parmi les 1 020 entreprises ayant fait l’objet d’un LBO majoritaire, 89 cibles ont connu une défaillance sur la période 2000-2010. Nous avons ensuite éliminé les opérations de LBO post-défaillance, c’est-à-dire les opérations qui correspondent aux entreprises visées par une procédure collective qui ont été reprises en LBO. En effet, la défaillance pre-LBO peut expliquer la reprise en LBO mais peut précipiter la cible vers une deuxième défaillance post-LBO (violation de l’hypothèse d’indépendance conditionnelle). La population initiale a ainsi été réduite à 997 entreprises dont 66 défaillantes sur la période, une fois nettoyée des LBO post-défaillance. A cet égard, il convient de mentionner que la suppression des entreprises ayant connu une faillite pre-LBO explique l’absence de cibles défaillantes en 2000 (cf tableau 1).

Tableau 1 – Distribution des entreprises cibles selon l’année du LBO et de la défaillance en France (2000-2010)

Tableau 1 – Distribution des entreprises cibles selon l’année du LBO et de la défaillance en France (2000-2010)

26Sur ces 997 entreprises, 371 sociétés ne renseignant pas une ou plusieurs données comptables mobilisées pour l’appariement 1 an avant la transaction ou dont la durée de l’exercice comptable est différente de 12 mois ont été éliminées (cf infra pour la présentation des variables). Ainsi, l’échantillon final est constitué de 626 entreprises dont 55 ont fait l’objet d’une défaillance sur la période 2000-2010 (cf tableau 1) ce qui représente un taux de défaillance de 8,8 %, légèrement supérieur au taux de faillite identifié par Tykvova et Borell (2012) sur un échantillon de 1 842 LBO en Europe sur la période 2000-2008 mais largement supérieur au taux de défaillance de 1,5 % des entreprises françaises entre 2000 et 2010 [Source : Banque de France (2013)].

3.3. Sélection des variables

  • 12 A titre d’exemple, Amess et al. (2008) introduisent 5 variables (le chiffre d’affaires, l’effectif, (...)

27Afin de construire le groupe de contrôle, cinq variables, observées lors de l’exercice précédent le LBO, ont été retenues dans la procédure ASP. Les variables sélectionnées offrent un aperçu de la situation comptable de l’entreprise (bénéfice ou perte), de sa taille (effectif, chiffre d’affaires), de son patrimoine (actif total) et de son besoin de financement à court terme (BFR). Cette procédure est ainsi tout à fait comparable à la méthode ASP utilisée dans les études récentes traitant des conséquences économiques des LBO [Le Nadant et Perdreau (2012), Tykvova et Borell (2012)]12. Le choix du type et du nombre de variables retenues a été déterminé par l’adéquation entre trois contraintes méthodologiques. Premièrement, la sélection des variables est contrainte par la disponibilité des informations comptables. D’une part, de nombreuses données sont manquantes, restreignant de facto le nombre de variables pouvant être retenues mais également le nombre d’entreprises cibles pouvant être appariées. D’autre part, les informations comptables sont discontinues, ce qui nous a conduits à retenir comme période d’observation l’année précédant le LBO. Deuxièmement, le choix des variables doit être pertinent au regard des critères de ciblage et de financement des entreprises acquises par les fonds de PE. Troisièmement, la faisabilité de l’appariement dépend directement du nombre de variables utilisées. En effet, l’augmentation du nombre de variables de conditionnement réduit la probabilité d’associer à chaque entreprise sous LBO, une ou plusieurs entreprises de contrôle et donc le nombre d’entreprises sous LBO que l’on souhaite étudier. A cet égard, il convient de préciser que le score de propension, i.e. la probabilité qu’une entreprise fasse l’objet d’un LBO, notamment lorsqu’il est estimé à partir de modèles paramétriques, n’a pas pour principal intérêt que d’assurer une distribution homogène (balancing score) des facteurs de confusion entre les groupes appariés [Rosenbaum et Rubin (1983)]. Autrement dit, l’objectif de la méthode ASP n’est pas tant d’expliquer de manière exhaustive le fait d’être ciblée pour une entreprise que d’affecter à chaque entreprise ayant fait l’objet d’un LBO une ou plusieurs entreprises ayant une probabilité similaire d’être ciblée.

28Comme mentionné précédemment, la méthode de recherche vise dans un second temps à expliquer les déterminants de la défaillance des entreprises cibles (H2 à H4). L’objectif est d’identifier si la défaillance s’explique par les performances économiques et/ou financières pre-LBO des entreprises et/ou par une transformation de la rentabilité des cibles une fois acquise par un fonds de PE ou leurs managers. Toutefois, l’acquisition ne s’accompagne pas nécessairement d’une amélioration immédiate de la performance et de la rentabilité des entreprises cibles. Par ailleurs, le remboursement de la dette – et donc la capacité des entreprises ayant fait l’objet d‘un LBO à survivre à leur acquisition – impliquent que les performances et la rentabilité des cibles se maintiennent à des niveaux suffisamment élevés pendant les premières années du LBO.

Tableau 2 – Description et mesure des variables utilisées l’ASP et dans les tests multivariés

Tableau 2 – Description et mesure des variables utilisées l’ASP et dans les tests multivariés

29Par conséquent, si la performance pre-LBO des entreprises cibles appréhendée par le ROA, le ROCE et le ROE est mesurée l’année précédant la transaction, leur performance post-LBO est définie à partir de leur valeur moyenne sur les trois années après l’acquisition (H3). S’agissant de l’évaluation de l’impact de l’endettement sur la défaillance des entreprises sous LBO (H2), trois variables ont été retenues : la différence d’endettement de l’entreprise qui mesure l’accroissement du niveau d’endettement entre l’année précédant le LBO et l’année suivant l’acquisition, sa capacité de remboursement et sa solvabilité. A l’instar des variables de performance, nous avons retenu la capacité moyenne de remboursement et la solvabilité moyenne sur les trois années post-LBO. Il en va de même pour la mesure pre-LBO du BFR un an avant l’acquisition. La structure de reprise (H4) est appréhendée par une variable muette prenant la valeur 1 lorsque les managers de l’entreprise se sont portés acquéreurs.

Tableau 3 – Statistiques de l’échantillon LBO et de l’échantillon de contrôle

Tableau 3 – Statistiques de l’échantillon LBO et de l’échantillon de contrôle

30Finalement, quatre variables de contrôle ont été intégrées à nos différentes spécifications. La première est également une variable renseignant sur la « santé » de l’entreprise. Elle prend la valeur 1 lorsque le bénéfice s’est accru avant l’acquisition. La deuxième et la troisième indiquent si la taille de l’entreprise a augmenté durant les deux années précédant le LBO, soit le taux de croissance du chiffre d’affaires et de l’effectif de la cible. La quatrième mesure l’âge de l’entreprise. L’ensemble des variables retenues dans cette étude sont présentées dans le tableau 2 et les principales statistiques descriptives des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO dans le tableau 3.

4. Résultats

31A partir de la base de données LBO et de l’échantillon de contrôle construit par la méthode ASP sur la période 2000-2010, les hypothèses ont été testées en utilisant des tests univariés paramétriques et non paramétriques classiques (H1) et des régressions logistiques multivariées (H2 à H4).

4.1. Impact des LBO sur la défaillance des entreprises cibles

4.1.1. Estimateur et méthode de pondération de la procédure ASP

  • 13 L’annexe 1 présente les différents indicateurs et tests permettant d’évaluer la qualité de l’appari (...)

32La dernière étape de la procédure ASP consiste à déterminer le nombre d’entreprises de contrôle conservées pour chaque entreprise cible. Pour cela, la méthode de pondération du « plus proche voisin » a été choisie en retenant les 5 voisins les plus proches, i.e. les 5 entreprises de contrôle dont le score de propension, estimé sur la base d’un modèle Probit, est le plus proche de celui observé pour chaque entreprise sous LBO. Compte tenu du fait que les entreprises de contrôle appariées peuvent être relativement éloignées en termes de probabilité prédite de l’entreprise d’intérêt, nous avons introduit un calibrage (caliper method) de 1x10-7, nettement plus restrictif que les calibrages utilisés communément dans ce genre d’étude. L’appariement entre une entreprise sous LBO et une entreprise de contrôle n’est effectué que si la différence entre le score de propension obtenu respectivement par chaque entreprise n’excède pas la valeur du calibrage13.

33A partir des cinq variables d’appariement, deux procédures ASP ont été effectuées. Dans le panel A « sans filtre sectoriel », les entreprises sont appariées sans tenir compte du secteur d’activité. Dans le panel B « avec filtre sectoriel », les entreprises d’intérêt et de contrôle sont appariées selon cinq regroupements de secteurs d’activité dont la méthode de construction est donnée dans l’annexe 2. Nous avons effectué les deux types d’appariement pour chaque année entre 2000 et 2007. En effet, l’appariement ne peut être réalisé que pour des variables dont la valeur a été observée une même année afin d’éviter des anachronismes d’une part et de contrôler l’effet des cycles économiques d’autre part.

4.1.2. Résultats des tests univariés

34Les résultats des tests paramétriques univariés unilatéraux (tableau 4) montrent que le taux de défaillance moyen des entreprises sous LBO est globalement plus élevé que le taux de défaillance moyen de l’échantillon de contrôle (dont les caractéristiques en termes de taille, de secteur d’activité et de rentabilité sont comparables). Autrement dit, le risque pour une entreprise acquise de faire faillite aurait été plus faible si elle n’avait pas été rachetée. On peut ainsi considérer qu’il existe un risque de défaillance spécifique aux entreprises sous LBO. D’un point de vue théorique, l’augmentation du risque de faillite suggère que les mécanismes incitatifs et l’amélioration de la performance organisationnelle ne compensent pas le risque de défaillance spécifique des LBO. Le taux de défaillance annuel moyen à trois ans (entre t+1 et t+3) est ainsi de 1,83 % par an pour l’échantillon LBO contre 0,66 % pour l’échantillon de contrôle ce qui est tout à fait comparable au taux de défaillance de 1,69 % observé par Wilson et al. (2010) au Royaume-Uni. Les résultats montrent plus spécifiquement que les variables Défaillancet+2 et Défaillancet+3 sont statistiquement significatives au seuil de 1 %, Défaillancet+4 et Défaillancet+5 n’étant significatives qu’au seuil de 10 %. Si on contrôle par l’appartenance au même secteur d’activité, les variables Défaillancet+2 et Défaillancet+3 demeurent significatives au seuil de 1 %. Autrement dit, les LBO font davantage défaillance dans les deux et trois premières années suivant le rachat alors qu’au-delà de trois ans, le taux de défaillance se stabilise par rapport aux entreprises de contrôle. Les tests univariés permettent de conclure que l’hypothèse H1 est vérifiée.

Tableau 4 – Résultats des tests paramétriques univariés pour les panels A et B

Tableau 4 – Résultats des tests paramétriques univariés pour les panels A et B

4.2. Résultats des régressions logistiques multivariées

35L’estimation des déterminants de la défaillance des firmes reprises en LBO, qui est un évènement ponctuel, nécessite de mettre en œuvre un modèle à choix qualitatif binaire. Pour ce faire, nous utilisons un modèle logit. Le choix de cet estimateur par rapport au modèle probit se justifie par la possibilité d’implémenter une variante du modèle logit adaptée aux évènements rares. Cet estimateur permet d’intégrer l’ensemble des variables explicatives nécessaires à l’évaluation des hypothèses formulées et d’obtenir des coefficients non biaisés. En effet, comme le montre le tableau 3, la proportion d’entreprises acquises défaillantes est relativement faible.

36La variable Défaillance a été codée 0, lorsque l’entreprise sous en LBO n’a pas fait l’objet d’une procédure collective au cours des 5 ans suivant le rachat, et codée 1, lorsque la cible est visée par une procédure de redressement judiciaire ou de liquidation directe sur cette période. Différents tests présentés dans le tableau 5 sont réalisés en prenant en compte les variables comptables et financières avant et après le LBO séparément puis conjointement afin de s’assurer de la robustesse des résultats. L’évaluation de l’impact de l’endettement sur le risque de défaillance des entreprises implique de les différencier selon que la dette est inscrite au bilan de la holding de reprise ou au bilan la cible (debt-push-down). En effet, il n’est pas possible d’estimer l’impact de l’endettement sur le risque de défaillance de la cible quand la dette est placée au bilan de la holding. Aussi, lorsque les trois variables d’endettement sont introduites dans les différentes spécifications du modèle, nous ne conservons que les entreprises cibles dont la différence d’endettement entre l’année précédant et l’année suivant le LBO est positive.

37Un premier résultat robuste concerne l’impact de l’endettement sur la défaillance des entreprises cibles qui nous conduit à valider l’hypothèse H2a. En effet, les résultats présentés dans le tableau 5 mettent en évidence que le risque de défaillance est positivement corrélé avec la variable Différence d’endettement (modèles 2 et 5 à 7). Si ce résultat n’est pas surprenant en soi, il est néanmoins confirmé par l’effet significatif et positif de la variable Solvabilité moyenne post-LBO. En effet, le risque de défaillance des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO s’accroit à mesure que leur niveau d’endettement augmente. Ce résultat est d’autant plus robuste que la capacité de remboursement des cibles semble avoir un effet limité sur leur risque de défaillance. Il est alors possible de suggérer que les entreprises faisant l’objet d’un LBO à fort effet de levier ont un risque de défaillance élevé et ce, quel que soit le niveau de trésorerie post-LBO. A contrario, nos résultats ne valident pas l’hypothèse H2b. Ainsi, les entreprises ayant un BFR élevé avant leur acquisition – défini comme un levier d’action à court terme pour les nouveaux propriétaires – n’auraient pas un risque de défaillance plus faible. Ce résultat pourrait s’expliquer par des difficultés pour les entreprises cibles à réduire leur niveau de BFR, celui-ci étant fortement dépendant du secteur d’activité et de leur modèle économique, d’une part, mais également des relations contractuelles établies préalablement avec leurs partenaires (montant et durée des crédits clients), d’autre part.

38La défaillance des entreprises sous LBO s’explique également par une faible rentabilité des actifs (modèles 3 et 4) ou par une rentabilité économique insuffisante des entreprises (modèles 5 à 7) après le LBO. Par ailleurs, une performance (modèle 1) ou une rentabilité économique (modèles 1, 2, 6 et 7) pre-LBO élevées permettent de diminuer le risque de défaillance des cibles. Ce résultat suggère ainsi qu’un processus de sélection des cibles orienté vers le financement d’entreprises performantes et rentables conduit à une moindre défaillance des entreprises cibles, et par extension, à la réussite de l’opération pour les nouveaux propriétaires. Si ces résultats valident les hypothèses H3a et H3b, ils ne confirment pas cependant le constat de Jensen (1989) d’une augmentation du risque de défaillance des cibles – induit par l’effet de levier financier – compensée par une performance économique post-LBO élevée indiquant une amélioration de leur gestion opérationnelle.

  • 14 Si cette variable est statistiquement significative dans le modèle 2, elle ne l’est plus lorsque le (...)

39Les résultats des modèles 5 et 6 suggèrent ainsi que l’expertise managériale des nouveaux propriétaires, notamment des fonds de PE, et le mécanisme incitatif endogène aux opérations de LBO, à savoir la contrainte de remboursement de la dette, ont un faible impact sur la survie des entreprises cibles. En effet, comme mentionné précédemment, la variable Capacité moyenne de remboursement post-LBO qui renseigne sur la capacité des nouveaux propriétaires à dégager les flux de trésorerie nécessaires au paiement des charges financières n’est pas significative14. Par ailleurs, nous avons montré que le taux de défaillance des entreprises sous LBO est significativement plus élevé que celui des entreprises de contrôle dont la probabilité d’être acquise était similaire. Aussi est-il possible de conclure que l’expertise managériale ou effet de levier organisationnel permet de réduire le risque de défaillance des entreprises ayant fait l’objet d’un LBO lorsque l’endettement de la cible n’est pas très élevé.

40S’agissant de l’impact de la rentabilité financière sur le taux de défaillance des entreprises cibles, nos résultats nous conduisent à invalider l’hypothèse H3c. Ceci pourrait s’expliquer par les différences de structure de propriété entre les entreprises cibles selon que la dette est inscrite au bilan de la holding ou de la cible. Dans le premier cas, la structure de propriété de la cible est composée principalement de capitaux propres détenus par la holding, conduisant alors à une diminution mécanique de la rentabilité financière de la cible. Dans le deuxième cas, le poids de la dette dans la structure de propriété de la cible entraîne de facto un effet haussier sur le ROE des entreprises cibles. Au final, ce seraient les variations mécaniques inverses du ROE post-LBO qui expliqueraient que le risque de défaillance ne diminue pas lorsque la rentabilité financière est élevée. Les modèles 1 et 4 montrent cependant qu’une rentabilité financière élevée pre-LBO impliquerait un risque de défaillance accru pour les cibles. Ce résultat pourrait s’expliquer par les niveaux d’endettement des entreprises avant leur acquisition.

Tableau 5 – Résultats des régressions logistiques sur l’échantillon total (LBO = 1).

Tableau 5 – Résultats des régressions logistiques sur l’échantillon total (LBO = 1).

41Les résultats obtenus pour l’ensemble des modèles montrent également que l’hypothèse H4 doit être rejetée. Par conséquent, les entreprises reprises par leurs anciens managers (MBO) subissent un risque de défaillance similaire aux entreprises acquises par des fonds de PE (IBO). Ce résultat ne corrobore pas ceux des études portant sur le Royaume-Uni [Citron et Wright (2008)] ou les Etats-Unis [Halpern et al. (2009)]. Concernant les variables de contrôle, il apparaît que les entreprises les plus anciennes ont un risque de défaillance semblable aux entreprises plus jeunes et que la croissance du bénéfice des cibles avant leur acquisition ne diminue par leur risque de défaillance. Enfin, on remarque que les deux variables renseignant sur la croissance de la taille pre-LBO des entreprises cibles ont des effets contraires sur leur probabilité de faillite ; ces deux variables n’étant toutefois pas colinéaires. Ce résultat pourrait s’expliquer par le fait qu’une croissance du CA permettrait aux nouveaux propriétaires d’obtenir une rentabilité économique élevée tandis qu’une croissance de l’effectif pourrait en limiter l’amélioration. Plus généralement, l’augmentation des charges de personnel, toutes choses égales par ailleurs, diminue la capacité de remboursement des cibles et augmente par conséquent leur risque de faillite.

5. Conclusion et discussion

42L’objectif de cet article était d’analyser l’effet des opérations de LBO sur la défaillance des entreprises françaises. A cette fin, notre étude a consisté, tout d’abord, à évaluer l’impact des LBO sur le taux de défaillance des entreprises cibles puis à identifier les déterminants de leur faillite. Si ces questions ont fait l’objet de nombreuses évaluations empiriques, celles-ci portent principalement sur les Etats-Unis et le Royaume-Uni. Notre étude se différencie également des études menées sur les pays européens continentaux [Tykvova et Borell (2012)] sur un plan méthodologique, la procédure ASP pour constuire les groupes de contrôle étant plus restrictive. Cet article qui contribue à la compréhension des effets des LBO sur les entreprises cibles constitue, à notre connaissance, la première évaluation empirique de l’impact des LBO sur la défaillance des entreprises françaises. Sur la base d’un échantillon de 626 entreprises ayant fait l’objet d’un LBO entre 2000 et 2007 dont 55 ont fait défaillance, les résultats que nous obtenons mettent en évidence que le taux de défaillance des entreprises cibles est plus élevé que celui des entreprises de contrôle dont la probabilité de faire l’objet d’un LBO était similaire.

43L’analyse des déterminants de la défaillance des entreprises reprises en LBO montre non seulement que la défaillance des entreprises cibles s’explique par la dette contractée lors du LBO mais également qu’un niveau d’endettement élevé accroit leur risque de faillite. D’autre part, nos résultats révèlent que le risque de défaillance des entreprises cibles diminue à mesure que la performance et la rentabilité économique post-LBO augmentent, suggérant une influence positive des nouveaux propriétaires, notamment des fonds de PE. Pour autant, l’expertise managériale semble avoir un effet limité sur la survie des entreprises cibles étant donné qu’une forte capacité de remboursement ne diminuerait pas leur probabilité de faire faillite. Ceci nous conduit à conclure que le risque de défaillance des cibles induit par l’effet de levier financier propre aux LBO n’est pas compensé par une performance économique post-LBO élevée due à l’amélioration de leur gestion opérationnelle, c'est-à-dire l’effet de levier organisationnel. Sur un plan théorique, nos résultats ne corroborent donc pas l’analyse de Jensen (1989). Notre étude suggère par ailleurs dans le cas de la France qu’un transfert de la propriété et du contrôle des entreprises à ses managers (MBO) n’a pas d’incidence sur la survie de la firme. Nous montrons enfin que le risque de défaillance des entreprises françaises ayant fait l’objet d’un LBO serait moins fort pour celles présentant des performances économiques élevées avant leur acquisition.

44La mise en perspective de nos résultats nous amène à conclure que le risque défaillance pour une entreprise sous LBO est d’autant plus fort que ses performances économiques avant et après le LBO sont faibles et que le niveau d’endettement est élevé. Elle soulève également d’autres questions de recherche qui ont trait, pour partie, aux limites de notre étude. En premier lieu, ce travail de recherche pourrait être enrichi par une analyse de l’effet la structuration de l’endettement au sein des holdings de reprise sur le risque de défaillance des entreprises cibles. En second lieu, une étude visant à déterminer le rôle et l’influence des différents acteurs impliqués dans les opérations de LBO serait une piste de recherche à privilégier. En effet, l’identification des détenteurs de la propriété et du contrôle, notamment dans le cas de MBO, ne renseigne pas sur les relations existantes entre les actionnaires majoritaires et minoritaires des entreprises cibles. Plus précisément, il est possible que les fonds de PE, bien que minoritaires dans la structure de capital d’une entreprise sous MBO, exercent une influence sur les décisions stratégiques, notamment lorsque celle-ci connaît des difficultés pouvant conduire à sa défaillance.

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Annexe

Annexe 1. Qualité de la procédure d’appariement par score de propension

Un des avantages de la procédure ASP dans l’élaboration de groupes de contrôle réside dans la possibilité de vérifier la qualité, i.e. la ressemblance, des entreprises appariées. Tout d’abord, le calibrage (caliper method) qui consiste à limiter la distance entre les entreprises sous LBO et de contrôle renseigne sur le niveau de qualité souhaité de l’appariement. Le calibrage constitue, dans une certaine mesure, une évaluation ex ante et au niveau individuel de la qualité de l’appariement. Ensuite, la qualité de l’appariement au niveau global, c'est-à-dire la « ressemblance » entre les groupes d’étude et de contrôle est évaluée ex post à partir de deux indicateurs (tableau A.1).

Tableau A.1 – Un exemple de la qualité de la procédure d’appariement.

Avant de présenter les résultats de l’appariement de notre exemple et les deux indicateurs permettant de déterminer sa qualité, la lecture de la colonne (1) suggère une remarque préliminaire. Les valeurs différentes avant et après l’appariement révèlent que certaines entreprises cibles ont été exclues lorsqu’il n’y aucune entreprise de contrôle dont le score de propension est inférieur à la valeur maximale du calibrage. Il convient alors de préciser que les essais successifs nécessaires à la détermination de l’échantillon de contrôle ont également pour objet de limiter au maximum la perte d’entreprises cibles, notamment celles ayant fait défaillance, tout en satisfaisant les deux indicateurs suivants.

Le premier consiste en un test de différence des moyennes observées pour chacune des variables explicatives du modèle d’appariement. On peut voir dans la dernière colonne du tableau A.1 qu’on ne peut rejeter, pour les cinq prédicateurs, l’hypothèse d’égalité des moyennes entre les deux groupes. Par ailleurs, on constate que le BFR moyen est significativement différent entre les deux groupes avant l’appariement. Cependant, ce test est insuffisant et controversé pour conclure quant à la qualité du groupe de contrôle car il est fortement influencé par la taille des groupes. En effet, il n’est pas assuré que les groupes appariés suivent une loi normale, condition de l’efficacité des tests paramétriques de différence de moyenne. Ce test souvent effectué dans les procédures de construction d’échantillon de contrôle « à la main » pour en vérifier la qualité est donc insuffisant.

Le deuxième indicateur correspond au pourcentage de biais entre les groupes qui est clairement la mesure la plus pertinente dont la formule a été établie par Rosenbaum et Rubin (1985). De manière générale, un biais après appariement inférieur à 10 % est jugé satisfaisant, ce qui revient à considérer que les différences entre les groupes appariées sont faibles. De plus, la colonne (4) met en évidence une réduction importante du biais après appariement, certains praticiens considérant, dans une approche plus empiriste, qu’une réduction importante du bais peut être suffisante lorsque l’appariement est « infaisable ». Cette procédure de vérification de la qualité de l’appariement a été effectuée pour chaque procédure ASP. Les résultats sont disponibles sur demande auprès des auteurs.

Annexe 2 - Filtre sectoriel à 5 secteurs

Dans le cadre de l’appariement avec filtre sectoriel, nous avons regroupé les secteurs d’activité (codes NACE REV.2 à 1 chiffre) en 5 catégories afin d’isoler l’effet du secteur de l’effet du LBO sur la probabilité de défaillance.

Tableau A.2 – Distribution des secteurs d’activité (codes NACE REV.2 à 1 chiffre) en 5 catégories.

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Notes

1 Selon l’Association Française des Investisseurs en Capital : « un leveraged buyout (Management buyout) peut être défini comme l’achat d’une entreprise, financé partiellement par des dettes, dans le cadre d’un schéma juridique spécifique et fiscalement optimisé (où les dirigeants sont associés en partenariat avec des investisseurs professionnels spécialisés) ». (Source : AFIC, Rapport d’activité 2007 disponible sur www.afic.asso.fr).

2 Le marché français du capital-investissement est particulièrement actif puisqu’il représente le deuxième marché en Europe et le troisième au monde avec près de 2 500 opérations réalisées entre 1998 et 2009 correspondant à environ 60 milliards d’euros investis. (Source : EVCA, Rapports d’activité annuels).

3 A l’instar du marché britannique, les opérations de LBO en France correspondent à des situations spécifiques, telle que la transmission d’une entreprise par son fondateur ou la cession par un grand groupe d’une filiale à l’équipe managériale en place.

4 Dans la définition d’Altares, « les suites de procédures, à savoir les liquidations judiciaires ou plans de redressement jugés après l’ouverture d’un redressement judiciaire ne sont pas prises en compte dans la base. Ne sont pas davantage retenues les cessations amiables d’activité. Les défaillances sont comptabilisées à la date du jugement, et non à la date de publication de l’information ».

Source : http://www.altares.fr/index.php/publications/etudes-altares/defaillances-dentreprises.

5 Desbrières et Schatt (2002b) mettent en évidence dans le cas de la France que les entreprises sous LBO ont un BFR plus élevé que celles appartenant au même secteur d’activité deux ans avant leur acquisition.

6 En termes statistiques, cette situation correspond à une violation de l’hypothèse d’indépendance entre le LBO due à un biais de sélection, i.e. le traitement et l’impact du LBO sur le risque de défaillance de l’entreprise cible, i.e. l’effet du traitement.

7 A notre connaissance et à l’exception des trois études mentionnées, aucuns travaux sur les effets des LBO sur les entreprises cibles n’ont recours à une procédure d’ASP pour la construction des groupes de comparaison. Si les études les plus récentes tendent à estimer l’impact des LBO à partir de groupes appariés, il convient néanmoins de noter que le choix et le nombre de variables et par conséquent la portée des résultats demeurent discutables. En effet, les groupes de contrôle dans la plupart des travaux empiriques sont établis sur la base du secteur d’activité et de la taille des entreprises cibles.

8 Sur un plan statistique, lorsque la distribution de ces caractéristiques, i.e. de ces facteurs de confusion est homogène entre les entreprises des groupes d’étude et de contrôle, il est possible de valider l’hypothèse d’indépendance entre le LBO et ses effets sur le risque de défaillance des cibles. Cette hypothèse d’indépendance est donc conditionnelle à l’identification et la distribution homogène des facteurs de confusion. Dans notre cas, l’hypothèse d’indépendance conditionnelle est valide si le fait qu’une entreprise soit ciblée, et qu’une autre ne le soit pas, n’est pas le résultat d’anticipations différenciées sur la défaillance de l’entreprise au moment du rachat.

9 Une des limites principales de la méthode ASP est de considérer que le fait de recevoir un traitement ne se fonde que sur des caractéristiques observables ou que les caractéristiques inobservables sont données comme identiques pour l’ensemble des individus. Par exemple, cette méthode ne permet pas de tenir compte de caractéristiques telles que les relations entre le dirigeant de l’entreprise ciblée et l’acheteur, la volonté ou la réticence du cédant à vendre son entreprise à un fonds de capital investissement, les raisons de la cession de l’entreprise cible, etc. Néanmoins, il paraît pertinent de considérer que les informations comptables de la cible sont prépondérantes dans la décision de LBO prise par un investisseur externe.

10 Plus précisément, nous avons procédé, pour chaque année entre 2000 et 2010, à une extraction de l’ensemble des données comptables et financière de la totalité des entreprises contenues dans les DvD annuels de la base de données DIANE. Au final, la base agrégée comprend environ 1,8 millions d’entreprises. Notons également que les données sur les effectifs salariés sont issues des fichiers DADS fournies par l’INSEE.

11 En termes statistiques, cela correspond à l’hypothèse d’existence d’un support commun entre les entreprises d’étude et celles de contrôle qui devra être le plus large possible, à défaut suffisamment large.

12 A titre d’exemple, Amess et al. (2008) introduisent 5 variables (le chiffre d’affaires, l’effectif, les salaires, la productivité, l’âge de l’entreprise et un indicateur de tendance conjoncturel). Le Nadant et Perdreau (2012) utilisent 6 variables de conditionnement (le chiffre d’affaires, le ROCE, le taux d’endettement, le niveau d’imposition, la liquidité et le BFR). Tykvova et Borell (2012) apparient les entreprises sous LBO et les entreprises de contrôle appartenant au même secteur d’activité (code à 1 chiffre NACE Rev.2) à partir de 2 variables que sont l’âge des entreprises et l’actif total.

13 L’annexe 1 présente les différents indicateurs et tests permettant d’évaluer la qualité de l’appariement et donc la robustesse des groupes de contrôle.

14 Si cette variable est statistiquement significative dans le modèle 2, elle ne l’est plus lorsque les variables de rentabilité mesurées post-LBO sont intégrées. Ceci ne s’explique pas pour autant pas un problème de colinéarité sévère entre les variables. A cet égard, il convient de préciser que des tests de détection de la colinéarité (Variance Inflation Factor test) entre les variables explicatives ont été effectués pour l’ensemble des spécifications.

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Table des illustrations

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Titre Tableau 1 – Distribution des entreprises cibles selon l’année du LBO et de la défaillance en France (2000-2010)
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Titre Tableau 2 – Description et mesure des variables utilisées l’ASP et dans les tests multivariés
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Titre Tableau 3 – Statistiques de l’échantillon LBO et de l’échantillon de contrôle
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Titre Tableau 4 – Résultats des tests paramétriques univariés pour les panels A et B
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Titre Tableau 5 – Résultats des régressions logistiques sur l’échantillon total (LBO = 1).
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Pour citer cet article

Référence électronique

Nicolas Bedu et Jean-Etienne Palard, « L’impact des LBO sur la défaillance des entreprises
Le cas des cibles françaises (2000-2010)
 », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 17-2 | 2014, mis en ligne le 19 juillet 2014, consulté le 24 mars 2017. URL : http://fcs.revues.org/1465 ; DOI : 10.4000/fcs.1465

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Auteurs

Nicolas Bedu

GREThA – Département Sciences humaines et sociales
Université de Bordeaux

nicolas.bedu@u-bordeaux.fr

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Jean-Etienne Palard

Maître des Conférences

IRGO – Département Sciences humaines et sociales
IAE de Bordeaux – Université de Bordeaux

jean-etienne.palard@u-bordeaux.fr

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