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Internationalisation et structure du capital : une application aux entreprises chinoises cotées1

Internationalization and capital structure: application to the listed Chinese companies
Samia Belaounia et Julien Fouquau

Résumés

Les déterminants de la structure du capital représentent l’une des questions les plus étudiées en théorie financière. Malgré la part significative des entreprises présentes sur les marchés étrangers, relativement peu d’études traitent de l’influence du degré d’internationalisation sur le ratio d’endettement, en particulier au sein des économies émergentes. A partir d’un échantillon de sociétés chinoises cotées, entre 2008 et 2013, nous montrons que l’effet du degré d’internationalisation ne s’exprime qu’en association avec les autres facteurs explicatifs de la structure du capital. Ces résultats se justifient par les spécificités institutionnelles de la Chine.

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Texte intégral

  • 1 Les auteurs remercient l’éditeur et les deux rapporteurs anonymes de la revue Finance Contrôle Stra (...)

1Depuis le modèle de Modigliani-Miller (1958), une part significative de la théorie financière questionne les déterminants de la structure du capital. Alors que, comme le souligne Lemaire (2003), la quasi-totalité des entreprises, quelle que soit leur taille, réalisent une partie de leur activité à l’étranger, peu d’études concernent l’influence du degré d’internationalisation sur le comportement de financement. Or, l’internationalisation, en permettant de limiter la variabilité des flux de trésorerie, est susceptible de s’accompagner d’un niveau plus élevé d’endettement sans accroître le risque de défaillance (Lewellen 1971). Les entreprises multinationales ont en outre accès à un marché des capitaux plus étendu que les firmes domestiques. En revanche, l’internationalisation s’accompagne de coûts d’agence supérieurs, ce qui restreint la capacité d’endettement. Ceci peut expliquer les résultats empiriques ambigus quant à l’impact du degré d’internationalisation sur le ratio d’endettement.

2Au-delà de la non-neutralité du pays d’origine sur les déterminants de la structure du capital, la question de l’influence du degré d’internationalisation est d’autant plus intéressante dans le contexte chinois du fait des changements à l’œuvre (Boston Consulting Group 2012). En effet, comme le soulignent Zou et Xiao (2006), les investissements directs chinois à l’étranger ont connu une très forte augmentation durant la dernière décennie, à la suite de l’adhésion de la Chine à l’OMC en 2001 et grâce à l’accumulation des ressources financières (Richet 2013). Malgré cela, en dehors des plus grandes entreprises, peu sont réellement présentes ou implantées sur les marchés étrangers, que ce soit à travers leur réseau de distribution ou leur système de production (BCG Perspectives 2012). En fait, les premiers motifs d’internationalisation des entreprises chinoises sont l’accès aux ressources, face à une croissance à deux chiffres sur leur marché intérieur, et la recherche d’actifs stratégiques, en réponse aux faiblesses de leur système d’innovation. De tels objectifs sont visés par une stratégie de fusions – acquisitions d’entreprises étrangères afin d’acquérir les technologies les plus avancées pour les exploiter au niveau local (Richet 2013). Ceci traduit le décalage possible entre l’investissement direct et le taux de pénétration des marchés internationaux. Or, le ralentissement de la croissance intérieure doit contribuer à accroître l’enjeu de l’internationalisation pour ces entreprises (BCG 2012), en rendant l’expansion au-delà des frontières nationales plus attractive dans un contexte de coût moyen du travail accru. Ce dernier constituait auparavant un fort avantage distinctif des firmes chinoises. D’autre part et plus fondamentalement, se pose la question de l’applicabilité des théories « classiques » aux firmes des pays émergents et à la Chine en particulier. Zou et Xiao (2006), Ni et Yu (2008) soulignent que la Chine se caractérise par un marché – action étroitement régulé et une participation publique dans les entreprises cotées qui reste significative, justifiant des coûts d’agence élevés du fait de mécanismes de gouvernance inefficients. Ceci justifie que les managers puissent préférer l’émission d’actions nouvelles à la dette quelle que soit leur marge d’endettement, ce qui est accentué par le faible développement du marché obligataire. Enfin, les bénéfices fiscaux de la dette sont peu attractifs en Chine, annulés par la forte participation de l’Etat, à la fois actionnaire majoritaire des entreprises et bénéficiaire des impôts. Aussi, de telles spécificités remettent-elles en cause l’effet attendu du degré d’internationalisation sur le ratio d’endettement tel que la théorie « classique » le met en avant dans le contexte des économies développées ? A notre connaissance, il ne semble pas exister d’études testant l’influence du degré d’internationalisation sur la structure du capital pour les entreprises chinoises alors qu’un certain nombre de travaux visent à en identifier les déterminants. A ce titre, Su (2010) étudie l’impact du degré de cohérence industrielle associé au portefeuille d’activités mais sans considérer la dimension géographique.

3D’une manière plus générale, notre travail présente aussi l’avantage de concevoir l’internationalisation le long d’un continuum sans simplement opposer « multinationales » à « entreprises domestiques », à l’instar de la majorité des travaux. Ceci nous semble important, le degré d’internationalisation conditionnant la complexité managériale et la coordination nécessaire à l’échelle du groupe, susceptible d’exercer une influence sur la capacité d’endettement. Enfin, face aux résultats contradictoires produits par les études et au-delà de leurs divergences méthodologiques, nous questionnons le caractère univoque du lien entre internationalisation et ratio d’endettement. Pour cela, nous proposons une spécification intégrant des termes d’interaction entre le degré d’internationalisation et les autres déterminants de la structure du capital, compte tenu de la relation qui lie le premier à la seconde. Rejoignant André-Le Pogamp et Perdreau (2009), il nous apparaît en effet que le postulat d’une relation monotone entre le degré d’internationalisation et le degré d’endettement est vain. Le produit croisé est ainsi une façon simple de tester l’influence du degré d’internationalisation sur les déterminants de la dette.

4Dans une première partie, nous mettons en avant le caractère indéterminé de la relation entre le degré d’internationalisation et la structure du capital, tel qu’il ressort de la littérature théorique et empirique. Une seconde partie est consacrée à la présentation des variables, des hypothèses et de notre démarche. Une dernière présente les données et les résultats. Nous montrons, à partir d’un échantillon de sociétés chinoises cotées entre 2008 et 2013, que l’effet du degré d’internationalisation ne s’exprime qu’en association avec les autres déterminants de la structure du capital.

1. Internationalisation et structure du capital : une revue de la littérature

1.1. Internationalisation et risque

5Malgré l’abondante littérature sur les déterminants de la structure du capital, relativement peu de travaux traitent de l’influence de l’internationalisation, comme le souligne Burgman (1996). Le profil international est souvent considéré à travers la multinationalisation qui passe par la participation au capital de filiales étrangères en excluant les exportateurs « purs ». D’un point de vue théorique, son influence reste indéterminée car fonction de l’approche privilégiée. Il existe un certain nombre d’arguments pour justifier que la firme multinationale bénéficie d’une capacité d’endettement supérieure.

6Selon la théorie financière, sur des marchés parfaits, la diversification induit entre les activités un effet réducteur de risque (Lewellen 1971), à condition que leurs cash-flows respectifs soient imparfaitement corrélés. Ce constat peut se généraliser à la diversification géographique, avec en corollaire un risque de faillite plus faible et un endettement optimal supérieur. Selon la théorie du compromis, le degré optimal d’endettement est en effet celui qui égalise les bénéfices fiscaux marginaux (via les économies d’impôts sur les intérêts de la dette) au coût marginal de faillite. Quand le risque de défaut diminue, l’endettement optimal devient ainsi plus élevé.

7D’autre part, les marchés financiers nationaux n’étant pas intégrés, la multinationalité permet d’arbitrer entre les places financières selon le taux d’imposition local afin d’obtenir les conditions de financement les plus avantageuses. La conséquence est là encore une capacité d’endettement accrue. Notons que, de façon contre-intuitive, ces effets favorables ne sont pas modérés par les niveaux supérieurs de risque politique et de change auxquels s’expose la multinationale (He et Ng 1998). L’impact négatif sur la capacité d’endettement est compensé par la possibilité de souscrire de nouveaux emprunts dans la devise étrangère à l’origine du risque de change. La dette financière constitue dans ce cas un instrument de couverture (Kedia et Mozumdar 2002). Dans une perspective similaire, Akhtar et Oliver (2009) évoquent les économies d’échelle en matière de gestion des risques dont bénéficient les multinationales en raison de leur taille et qui les rendraient plus efficientes que les firmes domestiques. De la même façon, bien que plus exposées au risque politique, recouvrant en particulier l’expropriation, le non-rapatriement des revenus étrangers ou l’inconvertibilité dans la monnaie du pays d’origine, la multinationale peut se couvrir en empruntant davantage dans le pays d’accueil, les pertes correspondantes étant absorbées par l’encours de la dette (Krainer 1972).

1.2. Internationalisation et conflits d’agence entre actionnaires et dirigeants

8En revanche, dans une perspective en termes de coûts d’agence, la multinationalité influence négativement la capacité d’endettement en renforçant les coûts d’agence entre actionnaires et dirigeants (Jensen et Meckling 1976). Les intérêts des premiers (maximisation de la valeur de l’entreprise) peuvent en effet diverger de ceux des seconds dont les avantages personnels sont davantage liés à la taille et à la croissance de l’entreprise. Dans le cas de la multinationale, ces coûts d’agence sont renforcés par un manque de transparence lié à des actifs incorporels plus significatifs (Ethier 1996). Ceci rejoint l’approche en termes de coûts de transaction (Rugman 1981) selon laquelle l’internationalisation est un moyen pour l’entreprise d’exploiter « en interne » ses actifs spécifiques excédentaires quand le marché local est saturé. Ce manque de transparence est d’ailleurs accentué par la complexité managériale associée à la diversité géographique intra-groupe (Ghemawat 2001), à l’origine d’exigences accrues en matière de coordination et de contrôle. Cette même interprétation est privilégiée par Burgman (1996) pour expliquer la relation négative mise en évidence entre le nombre de pays où l’entreprise détient des filiales et son taux d’endettement.

9Dans ce contexte, selon une perspective en termes de coûts d’agence (Jensen 1986), l’importance des flux de trésorerie excédentaires va de pair avec celle des conflits d’intérêt entre managers et actionnaires. Les premiers détiennent dans ce cas un pouvoir discrétionnaire accru dans l’allocation de ces fonds internes. Ils peuvent alors les utiliser pour financer des projets destructeurs de valeur plutôt que de distribuer des dividendes. Dans un tel contexte, la dette détient pour les actionnaires un rôle disciplinaire sur l’action des dirigeants (Harris et Raviv 1991) et permet ainsi de limiter les coûts d’agence. L’effet attendu est donc une augmentation du ratio d’endettement.

1.3. Internationalisation et conflits d’agence entre actionnaires et créanciers

10Il en est de même des conflits d’intérêt entre actionnaires et créanciers en raison du risque de substitution des actifs (Jensen et Meckling 1976). Il traduit la possibilité de l'actionnaire-dirigeant (en relation avec les actionnaires) de modifier l’allocation du portefeuille d’actifs. Celui-ci en effet, une fois la dette souscrite à un taux reflétant le risque du moment, peut décider d’accroître ex post le poids des actifs incorporels. Il s’ensuit un coût de la dette financière reflétant mal le risque réel, au détriment des créanciers qui supportent le risque additionnel (Jensen et Meckling 1976). Bien que l’introduction de clauses dans les contrats de prêt peut corriger ce biais, le caractère immatériel et idiosyncratique des actifs (Williamson 1988) complexifie l’estimation d’un tel risque, en la rendant d’autant plus subjective. A ce titre, Lang et al. (1996) dégagent une relation décroissante entre le degré de spécificité des actifs et leur ratio d’endettement. D’autres travaux ont montré que le poids des actifs corporels (censé être inversement lié à celui des immatériels) influençait favorablement le niveau d’endettement car dotés d’une valeur liquidative plus objective et moins incertaine en cas de défaut de paiement (Doukas et Pantzalis 2003). La part de ces actifs étant supérieure dans le cas des multinationales, comme il ressort de certaines études (Ethier 1996), ceci contribue à expliquer que leur niveau d’endettement soit plus faible que celui des firmes domestiques.

11Un autre type de coûts d’agence liés à la dette tient dans le risque de sous-investissement (Myers 1977). Ce risque justifie un effet négatif des opportunités de croissance sur le niveau d’endettement, au détriment des actionnaires. La valeur de l’entreprise n’est en effet pas uniquement basée sur les « actifs en place » (Myers 1977). Elle l’est aussi sur ses opportunités d’investissement auxquelles ne s’associent que des potentialités de rendement. Quand de telles opportunités (communément opérationnalisées par le rapport entre la capitalisation boursière et la valeur comptable des capitaux propres ou par la variable Q de Tobin) sont significatives et que dans le même temps, le niveau d’endettement est déjà très élevé, les dirigeants préfèrent y renoncer même quand elles sont porteuses d’une valeur actuelle nette positive. En raison du fort taux d’endettement des entreprises concernées par un tel scénario, la valeur créée est en effet susceptible de revenir intégralement aux créanciers. Or, une telle stratégie d’investissement sous-optimale est porteuse, à terme, du risque de voir baisser la valeur de l’entreprise, au détriment des actionnaires, ce qui transparaît notamment à travers la diminution des indicateurs des opportunités de croissance précités. On peut donc s’attendre à une relation décroissante entre ces dernières et le taux d’endettement. Celles-ci étant plus fortes pour les multinationales, comme montré par certaines études empiriques (Ethier 1996), la probabilité d’un sous-investissement risque d’être plus élevée pour ces entités. Il en découle donc des coûts d’agence liés à la dette plus élevés sous l’effet de la multinationalité avec un niveau d’endettement décroissant.

1.4. Des résultats empiriques ambigus

12A l’image des prédictions théoriques divergentes, les résultats empiriques s’avèrent contradictoires. Les études réalisées se différencient par leur conception de l’activité internationale, via la multinationalisation et/ou la présence commerciale en dehors du pays d’origine mesurée au moyen de divers indicateurs (cf. table 1 en annexe). C’est la première conception qui domine. Dans la plupart des cas en effet, les multinationales sont comparées aux « domestiques » et la multinationalité, représentée par une variable binaire.

13Aussi, Lee et Kwok (1988) comparent les multinationales aux « domestiques » du point de vue du ratio d’endettement, des coûts d’agence et de faillite, à partir d’un échantillon d’entreprises américaines entre 1964 et 1983. Il ressort que les multinationales supportent des coûts d’agence d’autant plus élevés que leur niveau d’implication à l’international est important. Leurs coûts de faillite sont également plus faibles, y compris après contrôle de l’effet sectoriel. D’autre part, la neutralisation de l’effet-taille montre que le résultat concernant les coûts de faillite est dû en réalité aux différences de taille plutôt qu’au positionnement international, en convergence avec Burgman (1996).

14La plupart des travaux récents considèrent l’internationalisation en termes de degré et non plus seulement comme une variable binaire. A partir d’un échantillon d’entreprises américaines entre 1988 et 1994, Doukas et Pantzalis (2003) observent un ratio d’endettement à long terme inférieur pour les multinationales, conséquence des conflits d’intérêt entre créanciers et actionnaires. La relation positive entre coûts d’agence et ratio d’endettement apparaît enfin substantiellement moins forte pour les entreprises domestiques. Notons que la multinationalité est là encore représentée par une variable binaire. Afin de caractériser le lien entre le degré d’internationalisation et les ratios d’endettement à long et à court terme, un terme d’interaction combinant le poids des ventes à l’étranger et les coûts d’agence de la dette est inclus dans le modèle. Ceci met en lumière un effet amplificateur du degré d’internationalisation sur la relation négative entre coûts d’agence et ratio d’endettement.

15Singh et Nejadmalayeri (2004), qui considèrent également les coûts d’agence, parviennent cependant au résultat opposé, sur un échantillon d’entreprises françaises de 1996 à 1999. Il s’agit de l’une des rares études intégrant explicitement le coût du capital dans le modèle. Par un système d’équations simultanées, ils tiennent également compte du possible caractère endogène du coût du capital et du taux d’endettement. Alors que les multinationales ne semblent pas se différencier des domestiques tant du point de vue du coût de capital que du ratio d’endettement, pour les multinationales prises isolément, le degré d’internationalisation agit positivement sur le taux d’endettement. Ceci reflète l’effet favorable du degré d’internationalisation sur le coût du capital, même s’il induit dans le même temps une hausse du coût des capitaux propres. Ceci peut aussi refléter la difficulté de mobiliser des financements à long terme aux premiers stades du processus d’internationalisation, d’où un ajustement par la dette à court terme. Un tel résultat permet de renforcer l’intérêt d’une définition de l’internationalisation comme une variable continue et permet de considérer dans le même temps l’effet d’expérience lié à l’internationalisation.

  • 2 L’internationalisation traduit une présence sur les marchés étrangers pouvant passer par la seule e (...)

16Enfin, plus récemment, Akhtar et Oliver (2009) formulent un modèle où les déterminants « classiques » de la structure du capital sont combinés à la multinationalité à travers des termes d’interaction. Alors que seule, la multinationalité influence le ratio d’endettement de façon négative, son effet combiné à la taille (dont l’impact individuel est positif) est de sens opposé. L’association d’une taille élevée à la multinationalité (i.e. la détention d’une filiale au moins à l’étranger) semble jouer favorablement sur le niveau d’endettement. Cette étude est l’une des rares à questionner de manière explicite la possibilité d’effets d’interaction. C’est en cohérence avec une telle conceptualisation du lien entre internationalisation et ratio d’endettement que s’inscrit notre modèle. Nous nous différencions cependant par la prise en compte du degré d’internationalisation plutôt que de la seule multinationalité2.

2. Analyse empirique : variables et données

17A l’instar des études portant sur les déterminants de la structure du capital, celle-ci est appréhendée à travers le ratio d’endettement (noté Ratio Dette), i.e. la dette financière (toutes échéances confondues) rapportée aux capitaux propres. Ce choix se justifie par la non-fiabilité de la répartition de la dette financière selon la maturité, dans le cas des entreprises chinoises (Chen 2004). Pour conforter nos résultats, un second ratio plus stable est également envisagé, basé sur la dette financière de long terme (noté Ratio Dette LT). D’autre part, le ratio d’endettement est basé sur des données comptables plutôt que sur des données de marché ce qui est plus adapté à la Chine, les données comptables étant plus fiables que les données de marché (Tong et Green 2005).

18Pour la plupart des facteurs explicatifs, leur effet sur le ratio d’endettement dépend de l’approche théorique mobilisée. La prise en compte des spécificités chinoises permet toutefois de lever l’indétermination en justifiant la pertinence d’un angle spécifique.

  • 3 Cet état de fait résulte de l’importance accordées aux relations interpersonnelles et au réseau de (...)

19La première variable représente le degré d’internationalisation (noté DI). En considérant les bénéfices de l’internationalisation (i.e. la réduction des risques et les possibilités d’arbitrage), cette dernière doit accroître la capacité d’endettement. En revanche, si nous privilégions une perspective mettant l’accent sur les coûts d’agence, l’internationalisation doit avoir un effet négatif du fait d’actifs immatériels plus importants et d’une structure organisationnelle plus opaque (cf. partie 1). Les particularités culturelles et institutionnelles de la Chine amènent à favoriser cette dernière approche en termes de coûts d’agence. En effet, même si depuis 1992, l’objectif des autorités est de réduire la place des entreprises publiques dans l’Economie (via la transition vers le modèle d’« économie socialiste de marché »), l’Etat reste l’actionnaire majoritaire des entreprises privées. A cela se combine un actionnariat minoritaire très dilué, n’ayant qu’un rôle de pourvoyeur de fonds sans possibilité de contrôle. Dans un tel contexte, l’internationalisation est une source de complexité qui ne fait qu’accentuer les problèmes d’agence entre l’Etat-actionnaire et les créanciers, au détriment des seconds qu’en outre le droit des sociétés protège mal (Fenandez 2012)3.

20Plusieurs mesures du degré d’internationalisation existent dans la littérature. L’une des variables privilégiée pour distinguer les entreprises multinationales des domestiques est la part des ventes à l’étranger (Singh et Nejadmalayeri 2004). L’indisponibilité de l’information ne permet pas de distinguer l’exportation de l’implantation en dehors des frontières. Cependant, comme le souligne Richet (2013) pour les entreprises chinoises, l’investissement direct à l’étranger n’est pas forcément un bon indicateur de leur présence sur les marchés extérieurs. Enfin, le manque d’informations sur les firmes chinoises n’a pas non plus rendu possible de différencier les zones géographiques et d’établir un indice de dispersion intercontinentale des ventes. Pour l’ensemble de ces raisons, le poids des ventes à l’étranger est considéré comme indicateur d’internationalisation (DI = Poids du chiffre d’affaires à l’étranger).

21La seconde variable explicative du ratio d’endettement est habituellement la taille de la firme (notée Taille). Son influence sur la structure du capital dépend de l’angle théorique. Selon la théorie du compromis, une taille élevée va de pair avec un risque de défaillance plus faible. La taille réduit également les coûts de transaction, facilitant l’accès au marché de la dette. Ceci justifie une relation positive avec le ratio d’endettement observée par certains travaux (Rajan et Zingales 1995 ; Chkir et Cosset 2001). Selon la théorie du financement hiérarchique, la taille en réduisant l’asymétrie informationnelle a toutefois un effet opposé, rendant le financement par émission d’actions plus attractif (Titman et Wessels 1988). Le cadre chinois amène à privilégier la première approche. Les entreprises de plus grande taille sont en effet perçues par les banques d’Etat comme dotées de garanties supérieures et d’un rôle économique décisif en termes d’emploi (Chen et Strange 2005). Pour cela, elles sont attendues bénéficier d’un accès privilégié à l’endettement. L’effet positif de ce second facteur sur le taux d’endettement a déjà été observé dans plusieurs études sur les entreprises chinoises (Chen 2004 ; Chen et Strange 2005). La taille est approximée par le total du bilan de chacune des firmes (Taille = Total actif).

22La troisième variable, la rentabilité économique (notée Rentabilité), possède également un rôle ambigu sur le ratio d’endettement en fonction de la perspective théorique privilégiée. Un niveau élevé réduit le risque de défaillance, rendant la déductibilité des intérêts de la dette plus attrayante. Selon la théorie du compromis, la rentabilité est donc positivement liée au ratio d’endettement. Or, les spécificités de la Chine tendent à disqualifier la théorie du compromis, l’importante participation de l’Etat au capital des sociétés cotées faisant de la déductibilité fiscale des intérêts un jeu à somme nulle. D’autre part, l'actionnariat minoritaire n'ayant aucun pouvoir face à l'Etat, l'émission d'actions n'en est que plus attractive. Selon les termes de Chen (2004), de tels arguments justifient une « théorie du financement hiérarchique inversée », où l’émission d’actions est préférée à la dette. En Chine, la levée des fonds sur le marché des actions étant conditionnée par des niveaux suffisants de rendement, on postule une liaison inverse entre la rentabilité économique et le ratio d’endettement. Nous sélectionnons l’une des mesures usuelles de la rentabilité économique, traduite par le rapport de l’EBITDA au total de l’actif (Chen 2004).

23Le quatrième facteur explicatif (noté Corpo) est associé aux coûts d’agence entre les actionnaires et les créanciers. Ces coûts peuvent être captés à travers le poids des actifs corporels, exploitables en tant qu’actifs collatéraux en cas de faillite. Leur importance fait ainsi baisser le risque du prêteur et les coûts d’agence liés à la dette (Jensen et Meckling 1976 ; Doukas et Pantzalis 2003). L’asymétrie d’information entre le prêteur et l’emprunteur est en effet plus faible. On postule donc un effet positif du poids des actifs corporels sur le taux d’endettement, en particulier à long terme. Ce critère est construit à l’aide de la part des actifs corporels dans le total du bilan (Corpo = actifs corporels / total actif). Les conflits d’agence entre actionnaires et créanciers peuvent également être captés à travers les opportunités de croissance et la contribution des actifs immatériels dont l’importance accroît le risque de substitution des actifs (cf. partie 1). Les opportunités de croissance n’ayant par définition pas de valeur collatérale, elles influencent le taux d’endettement de manière négative. La théorie du signal (Ross 1977) introduit une dimension supplémentaire à travers la reconnaissance ou non des opportunités de croissance par les investisseurs et les prêteurs qui conditionne leur effet sur la capacité d’endettement. Lang et al. (1996) valident d’ailleurs cette hypothèse, montrant que leur effet n’est négatif que pour les entreprises qui ne bénéficient pas de cette reconnaissance. L’ensemble de ces éléments théoriques et contextuels nous amène donc à postuler un effet négatif ou positif des opportunités de croissance sur le levier financier. Nous les opérationnalisons à travers la variable Market, au moyen du rapport entre la capitalisation boursière et la valeur comptable des capitaux propres (Pantzar et Pantzalis 2003).

  • 4 Les auteurs faisant le parallèle entre structure de propriété et valeur de l’entreprise auprès d’en (...)

24Enfin, le dernier facteur explicatif (noté FCF_ratio) représente les coûts d’agence entre actionnaires et dirigeants, à travers le niveau des flux de trésorerie excédentaires (Jensen 1986). Ceci est d’autant plus vrai dans le contexte chinois où la prédominance de l’Etat dans le capital des firmes cotées explique que la création de valeur et la maximisation du rendement ne soient pas prioritaires face à une logique « productiviste » (Wei, Xie et Zhang 20054). La dette ne peut constituer un mécanisme disciplinaire, l’Etat étant actionnaire majoritaire sans contre-pouvoir. Pour cette raison, la significativité de la liaison entre les flux de trésorerie excédentaires et le ratio d’endettement est rejetée. Nous mesurons ces coûts d’agence comme André-Le Pogamp et Perdreau (2009) par le rapport entre les flux de trésorerie disponibles et le chiffre d’affaires.

25Dans la littérature, il peut exister un sixième facteur représentant l’exposition au risque de change pour les pays développés. Cependant, dans le cadre chinois, nous n’avons pas mobilisé cette variable. En effet, la Chine est l’un des plus gros détenteurs de réserves internationales, à des fins de précaution mais également mercantilistes (Delatte et Fouquau 2012).

  • 5 Nous nous plaçons ainsi en cohérence avec le modèle d’Akhtar et Oliver (2009) qui testent l’effet d (...)

26La section suivante vise à valider l’existence d’une relation et son sens entre les deux ratios d’endettement et chacun des facteurs explicatifs retenus. Nous nous focaliserons en priorité sur l’impact du degré d’ouverture et testerons l’hypothèse H1d’une relation négative entre le degré d’internationalisation et le ratio d’endettement. Cependant, comme évoqué dans la revue de littérature, cette ouverture à l’international n’influence pas nécessairement de façon linéaire et directe le niveau de l’endettement. Il est en effet probable que le degré d’ouverture modifie le lien entre chacun des facteurs explicatifs et le ratio d’endettement. A titre d'illustration, une hausse de 1 % de la taille n’a pas le même impact suivant l’internationalisation de la firme. Pour capter cet effet, nous avons construit des variables croisées entre chacun des facteurs explicatifs et le degré d’ouverture. Ce produit est une façon simple de tester un effet non linéaire5 du degré d’internationalisation sur les déterminants de la dette. Nous testerons donc en seconde hypothèse (H2) l’influence du degré d’internationalisation sur le lien entre les facteurs explicatifs et le ratio d’endettement. Plus précisément, nous chercherons à observer si l’effet du degré d’ouverture est plutôt amplificateur (augmentant l’endettement pour un même niveau de la variable explicative) ou modérateur (réduisant l’endettement).

3. Données et résultats

27Dans cette étude, nous avons sélectionné des entreprises cotées dans l’indice China CSI 300 qui regroupe des valeurs échangées sur les bourses de Shanghai et Shenzhen, pour la période allant de 2008 à 2013. Nous travaillons sur données de panel afin de palier la faible dimension temporelle et individuelle. A l’instar de Chen (2004), de Chen et Strange (2005) ou encore de Ni et Yu (2008), nous avons éliminé les banques et les sociétés financières du fait de la spécificité de leurs états financiers et de la réglementation de leur capital. Face au nombre conséquent d’entreprises ne communiquant pas sur leur activité internationale, nous avons dû opérer une recherche auprès des sources d’informations locales ou sites boursiers sachant que l’absence d’informations ne reflète pas forcément celle d’une activité à l’étranger. Par conséquent, en cas d'indisponibilité de l'information, l'entreprise a été éliminée. Finalement, notre échantillon se compose de 46 firmes dont 33 mènent une activité commerciale en dehors de leur marché domestique. Les données bilancielles et du compte de résultat émanent quant à elles, de la base de données In financials. Au regard des statistiques descriptives de la table 2 (en annexe), nous constatons que le degré d’ouverture est relativement faible. La médiane et la moyenne sont de 0,09. Si nous excluons par contre les 13 entreprises sans activité internationale, la moyenne (la médiane) augmente pour atteindre 0,22 (0,15), ce qui reste peu élevé. Ce résultat rejoint l’observation de la faible internationalisation des entreprises chinoises (Richet 2013). Pour les deux ratios d’endettement, nous notons une différence de moyenne due à leur définition, mais de manière conjointe, ces données possèdent un fort écart-type et kurtosis estimé, soulignant la présence d’une plage de valeur relativement large et des données extrêmes.

  • 6 Les résultats de l’échantillon global ne sont pas reportés pour des raisons de lisibilité mais ils (...)

28L’étape suivante consiste à chercher les déterminants des ratios d’endettement et de tester les hypothèses à partir des matrices de corrélation puis par l’estimation de spécifications alternatives. Les estimations sont effectuées sur deux sous-échantillons. En effet, la non prise en compte de l’hétérogénéité peut induire des biais dans les estimations des coefficients ou corrélations comme le souligne Hsiao (2003). Il a donc été décidé de diviser nos individus en deux sous-échantillons6, incluant respectivement les entreprises ouvertes internationalement et les fermées. La justification de ce choix réside également dans la différence significative des médianes sur le ratio d’endettement pour les deux échantillons. Le test de Wilcoxon a pour statistique 2,71 avec une probabilité de rejeter H0 à tort inférieure à 1 %.

29Les corrélations de Pearson et leur significativité ont été reportées dans les tables 3a et 3b. Nous pouvons noter un écart de liaison entre les facteurs explicatifs et les ratios d’endettement suivant le degré d’ouverture internationale. Ce résultat conforte la décision de diviser l’échantillon en deux. Pour l’ensemble des firmes, il existe une corrélation significative et négative entre les ratios d’endettement et les variables rentabilitéMarket et FCF_ratio. Ces corrélations ont tendance à être relativement plus élevées en valeur absolue dans le cadre des entreprises domestiques. Ainsi, la corrélation estimée entre le ratio d’endettement et la rentabilité passe de -0,46 à -0,32 (domestique à internationale) et de -0,31 à -0,12 entre le ratio d’endettement et la variable Market. Le même phénomène est à noter pour la variable représentant la dette à long terme. En revanche, les corrélations traduisant l’influence de la variable Taille de l’entreprise et de Corpo sur la dette sont uniquement significatives pour les entreprises internationales. Ce point souligne un accès à la dette plus facile pour les entreprises ouvertes et de grande taille. Cette observation est cohérente avec la perception favorable de la taille par les banques chinoises (Chen et Strange 2005). Enfin, il existe un risque de colinéarité lors de l’introduction dans un même modèle des variables Rentabilité et FCF_ratio du fait de leur corrélation. Pour cette raison, nous estimerons des spécifications en les incluant simultanément puis séparément afin de contrôler ce biais potentiel.

  • 7 Les résultats doivent être pris avec plus de prudence. Le sous-échantillon contenant 13 firmes et d (...)
  • 8 La non-signification est liée à la corrélation entre les variables explicatives, car lorsqu’elles s (...)

30Pour les firmes domestiques, nous estimons cinq spécifications7 (cf. tables 4a et 4b en annexe). Des effets temporels fixes ont été intégrés afin de capter une éventuelle instabilité du modèle due à des facteurs inobservés. Les conclusions sont similaires à celles obtenues à partir des matrices de corrélation. Les variables rentabilité, FCF_ratio et Market agissent de manière significative et négative sur les deux ratios d’endettement (total et à long terme) dans la grande majorité des cas8. En ce qui concerne la relation négative entre les free cash-flows et les ratios d’endettement, elle peut s’expliquer par la forte corrélation positive entre FCF_ratio et la rentabilité (cf. table 3a en annexe). Ce point souligne que les entreprises les plus rentables sont aussi celles qui disposent de ressources de trésorerie (disponibles pour l’autofinancement) les plus élevées. Nos résultats convergent avec ceux de Chen et Strange (2005) et Chen (2004) sur des entreprises chinoises également cotées sur les bourses de Shenzhen et de Shanghai. Ils sont également en ligne avec la théorie du financement hiérarchique qui met en avant l’avantage de coût des ressources internes et leur facilité de mobilisation. Quant à la levée de fonds sur le marché des capitaux, elle apparaît plus attractive en Chine face au recours à la dette financière, étant moins coûteuse en raison de l’absence de pouvoir des actionnaires minoritaires et de leur faible protection par le système légal (Fenandez 2012).

31Enfin, la variable Market (spécifications 1 et 2), reflet du niveau des opportunités de croissance, influence négativement le niveau d’endettement. Une telle observation est interprétée comme le fait que des opportunités de croissance significatives sont perçues par les prêteurs comme le signe d’un risque plus élevé de substitution des actifs. La variable Corpo quant à elle, est soit non significative en lien avec les corrélations, soit d’un signe contraire aux prédictions théoriques, ce qui implique qu’il capte un effet non souhaité.

32Afin d’appréhender l’influence de l’ouverture, le second panel contenant les entreprises ouvertes internationalement est analysé (cf. tables 5a et 5b en annexe)). Les cinq modèles retenus sont les mêmes que pour les firmes domestiques, à l’exception de la variable DI qui a été ajoutée. Cette dernière agit de manière significative et négative sur les deux ratios d’endettement à l’exception de la spécification 1. Cette relation négative valide notre première hypothèse H1. Elle est cohérente avec Lee et Kwok (1988), Burgman (1996), Doukas et Pantzalis (2003) qui la justifient par la supériorité des coûts d’agence caractéristiques des multinationales. Les variables FCF_ratio et rentabilité agissent toujours de manière négative, de la même façon que pour les firmes domestiques. A l’encontre des firmes domestiques, la taille est toujours une variable significative influençant positivement les ratios d’endettement. Chen et Strange (2005) le justifient par un motif politique : les banques (en particulier celles détenues par l’Etat) tendent à favoriser les grandes entreprises parce qu’elles contribuent de façon plus importante à l’emploi. La variable Corpo devient, dans ce sous-panel, significative et positive, en cohérence avec les prédictions théoriques.

33Dans une dernière étape, l’effet du degré d’internationalisation sur les autres déterminants de la structure du capital va être mesuré afin de tester la seconde hypothèse. Pour ce faire, nous avons utilisé quatre nouvelles spécifications intégrant toujours des effets fixes temporels mais également les produits croisés entre variables explicatives et le degré d’ouverture (cf. tables 6a et 6b en annexe). La variable du degré d’ouverture seule, n’est plus significative.

34Nous constatons qu’en lien avec les conflits d’agence entre actionnaires et créanciers, la variable Corpo a toujours un effet favorable dans le cadre des firmes ouvertes mais que cet effet n’est pas influencé par le degré d’ouverture, la variable représentant le produit croisé étant non significative. La variable Market est quant à elle non significative que ce soit seule ou en interaction avec le degré d’ouverture. Cette variable étant basée sur la capitalisation boursière, un tel résultat peut s’expliquer par le faible degré de développement du marché des capitaux chinois et ses imperfections, souvent évoquées (Fenandez 2012).

35En revanche pour l’effet-taille, il existe un effet d’amplification, le coefficient étant significatif et positif. Economiquement, pour deux firmes de taille identique, le ratio d’endettement doit être plus élevé pour l’entreprise la plus ouverte. Le faible développement du marché obligataire et l’inefficience des banques publiques exerçant une position de monopole expliqueraient que ce soit les plus grosses entités qui accèdent à la dette. Le renforcement d’un tel effet par l’ouverture peut résulter de l’enjeu politique pris par l’internationalisation des entreprises pour le gouvernement chinois (Richet 2013) et un favoritisme de la part des banques d’Etat.

  • 9 La lecture du coefficient est toutefois moins directe : par exemple, pour la spécification 8 sur la (...)

36Quant à l’effet de la variable Rentabilité, il reste négatif alors que son impact s’inverse une fois combinée au degré d’ouverture9. En définitive, ce coefficient agrégé est négatif pour plus de 85 % des firmes (i.e les entreprises ayant un degré d’ouverture inférieure à 50 %). Pour les firmes pour lesquelles le coefficient agrégé est positif, l’association de niveaux supérieurs de rentabilité et d’internationalisation favorise l’endettement. Ce résultat peut s’expliquer par l’importance des besoins de financement induits par l’expansion internationale et l’insuffisance des fonds propres (que ce soit à travers les ressources internes ou l’émission d’actions). Ceci est renforcé par la perception favorable des entreprises internationalisées par les banques, comme évoqué plus haut.

37Enfin, avec la variable FCF_ratio, l’effet négatif est plus faible, le coefficient du produit croisé étant significatif et de signe opposé (positif). Ces résultats sont conformes à ceux d’Akhtar et Oliver (2009) obtenus sur des entreprises japonaises, à travers un effet négatif atténué des coûts d’agence (via FCF_ratio) sur le ratio d’endettement pour les multinationales.

Conclusion

38Nos résultats dégagent un effet négatif du degré d’internationalisation sur le ratio d’endettement pour les entreprises chinoises cotées de notre échantillon. Ils sont cohérents avec ceux d’études empiriques portant sur les firmes d’économies développées. La perspective en termes de coûts d’agence, compte tenu des spécificités institutionnelles et culturelles chinoises, semble donc bien être la plus pertinente. Alors que les déterminants de la structure du capital influencent celle-ci de façon conforme aux prédictions de la théorie du financement hiérarchique, en ligne avec les études antérieures appliquées à la Chine, l’ajout du degré d’internationalisation introduit dans la décision de financement une dimension supplémentaire.

39Le degré d’ouverture internationale, tant à travers son effet direct sur l’endettement qu’en interaction avec les autres facteurs explicatifs, n’est effectivement pas neutre. Son intégration aboutit à deux conclusions principales. Il apparaît tout d’abord amplifier l’effet-taille positif dans l’accès à la dette. D’autre part, il modifie en la modérant la relation négative entre la rentabilité économique et le levier financier. En somme, l’association de niveaux élevés de rentabilité et de taille semble favoriser le recours à l’endettement. Pour interpréter ce résultat, nous évoquons en particulier l’enjeu politique que recouvre l’expansion internationale pour les autorités. Cela est susceptible de susciter un favoritisme de la part des banques dont une part significative est détenue par l’Etat, une des particularités chinoises. Quant à l’effet-taille, il semble difficile de ne pas y voir la marque de la logique productiviste héritée de l’Economie planifiée. L’influence du degré d’internationalisation sur les choix de financement ne peut donc être dissociée de la prise en compte des spécificités institutionnelles chinoises. Une piste de recherche future peut être d’insérer également dans les modèles explicatifs de la relation entre internationalisation et structure du capital celle de l’actionnariat. D’autre part, d’un point de vue méthodologique, une extension directe de l’article consiste à utiliser un modèle à changement de régime sur données de panel (Gonzales et al. 2005) afin de représenter de manière plus détaillée l’effet non linéaire entre les déterminants du ratio d’endettement et le degré d’internationalisation. Plus précisément, l’utilisation d’un modèle à seuil a l’avantage d’identifier de façon endogène un niveau de degré d’internationalisation à partir duquel la relation entre les facteurs explicatifs et le ratio d’endettement se modifie.

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Annexe

Tables et Figures

Table 1 : Critères de multinationalité et mesures

Référence

Critère de multinationalité

Mesures

Principaux résultats

Lee, Kwok (1988)

Part des impôts payés à l’étranger

(ratio 1) différente de 0

3 catégories de multinationales :

ratio < 10 %

ratio 1 > 10 %

ratio 1 > 25 %

Entreprises américaines, (1964-1983). Multinationales moins endettées à long terme, en raison de coûts d'agence liés à la dette supérieurs. Pas de différenciation avec les firmes domestiques en termes de risque de faillite.

Burgman (1996)

Part des impôts payés à l’étranger (ratio 2) supérieur à 1 %

2 catégories de multinationales :

ratio 2 > 10 %

ratio 2 > 25 %

Nombre de pays où l’entreprise a des filiales

Base Compustat (1987 -1991). Multinationales moins endettées que les domestiques (coûts d'agence à la dette supérieurs). Relation positive entre taux d'endettement et risques de change et politique (multinationales). La structure du capital est un instrument de couverture des risques.

Chen et al. (1997)

Part des résultats à l’étranger différente de 0

Part des résultats à l’étranger

298 entreprises américaines (1984-1993). Multinationales moins endettées. Pour les multinationales, relation positive entre le degré d'internationalisation et le ratio d'endettement.

Doukas, Pantzalis (2003)

Part des actifs détenus à l’étranger > 10 %

Part du chiffre d’affaires réalisé à l’étranger > 10 %

Part des actifs détenus à l’étranger

Part du chiffre d’affaires réalisé à l’étranger

6951 entreprises américaines. Multinationales moins endettées à long terme (coûts d'agence supérieurs). La diversification internationale accroît les asymétries d'information.

Singh, Nejadmalayeri (2004)

Part du chiffre d’affaires réalisé à l’étranger > 10 %

Part du chiffre d’affaires réalisé à l’étranger

90 entreprises françaises les plus performantes (1995 - 1999). Relation positive entre le ratio d'endettement à long terme et degré d’internationalisation (pour un certain DI). L'effet du coût du capital est contrôlé.

Akhtar, Oliver (2009)

Détention d’au moins 1 filiale à l’étranger

Multinationalisation représentée par une variable binaire

360 entreprises japonaises (1994- 2003). Multinationales moins endettées. Ceci ne s'explique ni par les coûts d'agence, le risque de défaut ou les actifs collatéraux.

Table 2. Statistiques descriptives sur les 48 firmes

 

Ratio Dette

Ratio Dette LT

DI

FCF_ Ratio

Market

Rentabilité

Taille

Corpo

Moyenne

0,967

0,413

0,165

-0,039

3,417

0,098

53792998

0,353

Médiane

0,691

0,235

0,094

-0,018

2,35

0,081

18962256

0,293

Maximum

7,526

4,083

0,91

0,516

112,65

0,529

628000000

0,867

Minimum

0,000

0,000

0,000

-1,366

0,28

-0,131

1831354

0,053

Ecart Type

1,006

0,564

0,211

0,199

6,92

0,078

92914193

0,229

Skewness

2,78

3,267

1,472

-1,58

13,902

2,078

3,674

0,601

Kurtosis

14,978

17,942

4,443

10,535

218,119

10,915

17,928

2,185

Notes : Ratio Dette : ratio d'endettement ; Ratio Dette LT : ratio d'endettement à long terme ; DI : degré d'internationalisation ; FCF_Ratio : coûts d'agence entre actionnaires et dirigeants ; Market : opportunités de croissance ; Rentabilité : taux de rentabilité économique ; Taille : taille ; Corpo : coûts d'agence entre actionnaires et créanciers.

Table 3a : Matrice des corrélations sur les entreprises domestiques

 

Dette

Dette LT

FCF_ratio

Market

Rentabilité

Taille

Corpo

Ratio Dette

1,00

-----

Ratio Dette LT

0,65

1,00

(0,00)

-----

FCF_ratio

-0,35

-0,42

1,00

(0,00)

(0,00)

-----

Market

-0,31

-0,28

0,23

1,00

(0,01)

(0,02)

(0,05)

-----

Rentabilité

-0,46

-0,45

0,50

0,18

1,00

(0,00)

(0,00)

(0,00)

(0,12)

-----

Taille

0,14

-0,03

0,01

-0,29

0,32

1,00

(0,24)

(0,81)

(0,94)

(0,01)

(0,01)

-----

Corpo

-0,14

-0,01

0,03

-0,36

0,33

0,56

1,00

 

(0,22)

(0,90)

(0,81)

(0,00)

(0,00)

(0,00)

-----

Notes : Dette, Dette LT et FCF_ratio représentent respectivement le ratio d’endettement, d’endettement long terme et FCF_ratio. Les corrélations de Pearson sont reportées et entre parenthèse figure la probabilité de rejeter H0 à tort.

Table 3b : Matrice des corrélations sur les entreprises ouvertes internationalement

 

Dette

Dette LT

FCF

_ratio

Market

Rentabilité

Taille

Corpo

DI

Ratio Dette

1,00

-----

Ratio Dette LT

0,88

1,00

(0,00)

-----

FCF_ratio

-0,33

-0,33

(0,00)

(0,00)

-----

Market

-0,12

-0,16

0,10

1,00

(0,08)

(0,03)

(0,16)

-----

Rentabilité

-0,31

-0,21

0,46

0,39

1,00

(0,00)

(0,00)

(0,00)

(0,00)

-----

Taille

0,21

0,26

-0,02

-0,30

-0,21

1,00

(0,00)

(0,00)

(0,75)

(0,00)

(0,00)

-----

Corpo

0,25

0,43

-0,12

-0,17

0,05

0,01017

1,00

(0,22)

(0,90)

(0,11)

(0,02)

(0,45)

(0,88)

-----

DI

-0,20252

-0,22326

0,15

0,02721

0,19

-0,24

-0,06

1,00

(0,00)

(0,00)

(0,04)

(0,70)

(0,01)

(0,00)

(0,43)

-----

Notes : DI, Dette, Dette LT et FCF_ratio représentent respectivement le degré d’ouverture le ratio d’endettement, d’endettement long terme et le ratio des FCF au total des ventes. Les corrélations de Pearson sont reportées et entre parenthèse figure la probabilité de rejeter H0 à tort.

Table 4a : Estimation du ratio de dette pour les firmes domestiques

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Modèle 5

 

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Ratio FCF

-0,223

-0,57

-0,734*

-1,96

-0,465

-1,17

-1,212***

-3,27

Rentabilité

-5,314***

-3,04

-6,456***

-3,64

-7,52***

-4.94

Market

-0,161***

-2,66

-0,206***

-3,32

Taille

0,000***

3,03

0,000**

2,33

0,000***

3,37

0,000***

2,574

0,000***

3.48

Corpo

-1,195***

-2,78

-1,683***

-3,98

-0,742*

-1,80

-1,210***

-2,843

-0,66

-1.63

R-squared

0,418

0,339

0,357

0,231

0,344

Notes : Modèle estimé avec des effets temporels fixes. *** significatif à 1 %, ** à 5 % et * à 10 % de risque de première espèce.

Table 4b : Estimation du ratio de dette long terme pour les firmes domestiques

Modèle 1

Modèle 3

Modèle 5

Modèle 6

Modèle 7

 

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Ratio FCF

-0,381

-1,62

-0,630***

-2,87

-0,454**

-1,98

-0,794***

-3,84

Rentabilité

-2,594**

-2,48

-2,938***

-2,88

-3,97***

-4.45

Market

-0,048

-1,34

-0,070*

-1,94

Taille

0,000

-0,02

0,000

-0,52

0,000

0,20

0,000

-0,28

0,000

0.37

Corpo

0,038

0,15

-0,200

-0,81

0,175

0,73

-0,038

-0,16

0,25

0.44

R-squared

0,307

0,243

0,289

0,201

0,247

Notes : Modèle estimé avec des effets temporels fixes. *** significatif à 1 %, ** à 5 % et * à 10 % de risque de première espèce.

Table 5a : Estimation du ratio de dette pour les firmes ouvertes internationalement

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Modèle 5

 

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

DI

-0,443

-1,31

-0,571*

-1,66

-0,546*

-1,68

-0,676**

-2,01

-0,561*

-1.72

Ratio FCF

-1,155*

-1,90

-2,15*

-4,07

-0,507

-1,10

-1,277***

-2,96

Rentabilité

-3,460***

-3,11

-3,830***

-3,97

-4,280***

-4.89

Market

0,024

0,72

-0,017

-0,55

Taille

0,000***

2,61

0,000***

2,72

0,000**

2,34

0,000***

2,82

0,000**

2.31

Corpo

1,380***

3,76

1,111***

3,04

1,192***

3,51

1,007***

2,88

1,260***

3.77

R-squared

0,27

0,23

0,24

0,18

0,234

Notes : Modèle estimé avec des effets temporels fixes. *** significatif à 1 %, ** à 5 % et * à 10 % de risque de première espèce.

Table 5b : Estimation du ratio de dette long terme pour les firmes ouvertes internationalement

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Modèle 5

 

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

DI

-0,301*

-1,67

-0,325*

-1,82

-0,320*

-1,88

-0,356**

-2,09

-0,336**

-1.96

Ratio FCF

-0,968***

-3,00

-1,154***

-4,21

-0,513**

-2,14

-0,725***

-3,31

Rentabilité

-0,648

-1,10

-1,058**

-2,1

-1,512***

-3.08

Market

-0,001

-0,07

-0,009

-0,56

Taille

0,000***

3,42

0,000***

3,49

0,000***

3,74

0,000***

4,04

0,000***

3.65

Corpo

1,236***

6,34

1,186***

6,25

1,263***

7,11

1,212***

6,83

1,330***

7.56

R-squared

0,356

0,351

0,349

0,334

0,334

Notes : Modèle estimé avec des effets temporels fixes. *** significatif à 1 %, ** à 5 % et * à 10 % de risque de première espèce.

Table 6a : Estimation du ratio de dette avec effet d’interaction pour les firmes internationales

Modèle 6

Modèle 7

Modèle 8

Modèle 9

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

DI

-1,217

-1,39

-0,931

-1,25

-1,381

-1,56

-0,765

-0,69

FCF_RATIO

-2,142***

-2,9

-2,958***

-4,13

-2,596***

-3,15

RENTABILITE

-5,501***

-3,81

-6,966***

-5,07

-5,789***

-3,47

Market 2

0,066

1,55

ASSET

0,000***

0,01

0,000

0,30

0,000

0,07

0,000

0,4

Corpo

1,552***

3,16

1,278***

2,52

1,807***

3,68

1,760***

3,2

FCF_Ratio*DI

5,396***

2,55

6,025***

3,12

5,823**

2,29

RENTABILITE*DI

5,173

1,5

8,948***

3,08

5,917

1,49

Market 2*DI

-0,138

-0,84

ASSET*DI

0,000***

2,75

0,000***

3,32

0,000***

2,58

0,000***

2,68

Corpo*DI

-1,756

-1,1

-1,454

-0,87

-2,451

-1,53

-1,774

-0,94

R-squared

0,326

0,259

0,295

0,363

Notes : Modèle estimé avec des effets temporels fixes. *** significatif à 1 %, ** à 5 % et * à 10 % de risque de première espèce. DI : degré d’ouverture

Table 6b : Estimation du ratio de dette long terme avec effet d’interaction pour les firmes internationales

Modèle 6

Modèle 7

Modèle 8

Modèle 9

 

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

Coef

Tstat

DI

-0,503

-1,12

-0,303

-0,81

-0,601

-1,30

-0,285

-0,49

FCF_RATIO

-1,474***

-3,88

-1,763***

-4,93

-1,799***

-4,15

RENTABILITE

-1,805**

-2,43

-2,809***

-3,90

-1,872**

-2,14

Market 2

0,023

1,02

ASSET

0,000

1,09

0,000

1,41

0,000

1,11

0,000

1,09

Corpo

1,538***

6,08

1,461***

5,77

1,711***

6,65

1,524***

5,27

FCF_RATIO*DI

3,196***

2,94

3,616***

3,74

3,411***

2,56

RENTABILITE*DI

2,297

1,29

4,415***

2,73

2,973

1,42

Market 2*DI

-0,084

-0,97

ASSET*DI

0,000***

2,95

0,000***

3,26

0,000***

2,72

0,000***

2,69

Corpo*DI

-1,313

-1,59

-1,238

-1,49

-1,704**

-2,03

-1,332

-1,35

R-squared

0,439

0,42

0,394

0,451

Notes : Modèle estimé avec des effets temporels fixes. *** significatif à 1 %, ** à 5 % et * à 10 % de risque de première espèce. DI : degré d’ouverture

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Notes

1 Les auteurs remercient l’éditeur et les deux rapporteurs anonymes de la revue Finance Contrôle Stratégie pour leurs remarques et suggestions.

2 L’internationalisation traduit une présence sur les marchés étrangers pouvant passer par la seule exportation alors que la multinationalisation passe par la participation au capital d’entités étrangères (Schier et Meier, 2005).

3 Cet état de fait résulte de l’importance accordées aux relations interpersonnelles et au réseau de contacts en Chine. Le Guanxi, code de conduite et de règles, détient en effet le même rôle que le système juridique tel qu’on le trouve dans les économies occidentales (Fenandez, 2012).

4 Les auteurs faisant le parallèle entre structure de propriété et valeur de l’entreprise auprès d’entreprises privatisées entre 1991 et 2001, montrent que la détention de l’entreprise par l’Etat a une influence défavorable sur la valeur.

5 Nous nous plaçons ainsi en cohérence avec le modèle d’Akhtar et Oliver (2009) qui testent l’effet des interactions entre la multi-nationalité (via une variable binaire) et chaque déterminant de la structure du capital. Pour notre part, nous utilisons comme proxy du degré d’internationalisation, une variable continue pour avoir une information plus précise.

6 Les résultats de l’échantillon global ne sont pas reportés pour des raisons de lisibilité mais ils sont disponibles auprès des auteurs.

7 Les résultats doivent être pris avec plus de prudence. Le sous-échantillon contenant 13 firmes et donc 78 observations.

8 La non-signification est liée à la corrélation entre les variables explicatives, car lorsqu’elles sont prises indépendamment elles ressortent significatives.

9 La lecture du coefficient est toutefois moins directe : par exemple, pour la spécification 8 sur la dette de long terme (table 6b), l’effet de la variable rentabilité est obtenue à partir du coefficient estimé de rentabilité (-2,809) auquel on ajoute le coefficient estimé du produit croisé rentabilité*DI (4,415) multiplié par le degré d’ouverture. Etant donné que sur ce sous-panel, la variable du degré d’ouverture a pour troisième quartile 0,358, le coefficient estimé dans 75 % des cas oscille entre [-2,809 ; -2,809+4415*0,358] d’où [-2,809 ;-1,23].

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Pour citer cet article

Référence électronique

Samia Belaounia et Julien Fouquau, « Internationalisation et structure du capital : une application aux entreprises chinoises cotées », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 18-3 | 2015, mis en ligne le 27 octobre 2015, consulté le 21 août 2017. URL : http://fcs.revues.org/1674 ; DOI : 10.4000/fcs.1674

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