IMPACT DES OPERATIONS DE RAPPROCHEMENTS BANCAIRES

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IMPACT DES OPERATIONS DE RAPPROCHEMENTS BANCAIRES
IMPACT DES OPERATIONS DE RAPPROCHEMENTS
BANCAIRES SUR LA RICHESSE DES ACTIONNAIRES ET
FACTEURS CLES DE SUCCES
Dorsaf Azouz Ghachem
Institut Supérieur de Gestion, Tunis
Ce travail se propose de répondre aux questions suivantes: Les actionnaires augmentent-ils
leurs richesses lorsque les gestionnaires des banques qu’ils possèdent procèdent à des fusions et
acquisitions ? Les gains ou pertes de valeur enregistrés par les marchés boursiers autour de la date
de l’annonce de tels événements sont ils maintenus pendant la période post groupement nécessaire
à la réalisation des gains d’efficience ? Existe-t-il des facteurs clés qui déterminent le succès des
banques acquéreuses lors des groupements ? L’approche empirique adoptée s’est basée sur la
méthode d’évènements, afin d’étudier l’impact de l’annonce d’une opération de rapprochement
bancaire sur le cours de la banque initiatrice. Globalement, l’hypothèse de création de richesse pour
les actionnaires de la banque acquéreuse suite à une opération de rapprochement est infirmée. La
régression des rendements anormaux cumulés sur les différents déterminants de cet impact, nous a
permis de constater une baisse inévitable et significative des rendements anormaux moyens
cumulés et ce indépendamment des caractéristiques des initiatrices, une relation positive et
significative entre la taille de la banque acquéreuse et sa performance boursière, une réaction
défavorable du marché lorsque le rapprochement s’effectue entre banques appartenant à des Etats
différents, et enfin une détérioration de la performance lorsque la banque acquéreuse procède à
plusieurs opérations de fusions au moment de l’acquisition. Enfin, un survol sur le rapprochement
bancaire STB, BDET et BNDT en Tunisie nous a permis de retrouver les mêmes résultats que ceux
des banques américaines.
Mots clés : acquisition bancaire, richesse des actionnaires, taille relative, performance boursière
Thème : Théorie des marchés financiers
JEL Classification : G14, G34
Dorsaf Azouz Ghachem
Adresse postale : 17, rue 7145. El Manar 2. 2092. Tunis
Telephone : (+216) 20 48 30 35 __ (+216) 98 48 30 35
Telecopieur : (+216) 71 88 61 82
E-mail : [email protected]
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En riposte à un environnement caractérisé par une intégration croissante des
économies conjuguée à une déréglementation continue, une vague de fusions et acquisitions
entre entreprises a déferlé durant les deux dernières décennies.
C’est ainsi que le secteur bancaire a témoigné, à une échelle internationale, d’une
consolidation élevée. En effet, le mouvement de concentration et de restructuration des
banques aux Etats-Unis comme en Europe continentale, a émergé depuis les années 1970 et
1980 pour s’accélérer de manière spectaculaire au cours des années 1990.
Ce choix du mode d’expansion, de plus en plus répandu entre les banques, prend pour
base des motifs et des résultats qu’il semble opportun d’explorer.
En effet, mise à part la recherche d’une taille critique, les banques tendent par le biais
de ces opérations à réaliser des gains d’efficience importants permettant de contrecarrer aussi
bien la concurrence domestique qu’étrangère.
Il s’agit alors d’un choix stratégique, souvent justifié par une augmentation de la
valeur de la banque telle que mesurée par l’accroissement de la valeur boursière de ses titres
de propriété.
Ainsi, la recherche scientifique sur les tenants et aboutissants des fusions et
acquisitions bancaires a été prolifique, tentant d’évaluer dans quelle mesure les objectifs
recherchés par ces opérations sont atteints, et de dégager des facteurs de succès.
Toutefois, les résultats auxquels ont abouti les recherches antérieures demeurent
ambigus et contradictoires.
En effet, certains ont affirmé la neutralité des opérations de fusions et acquisitions sur
la valeur de la banque acquéreuse (Hanan et Wolken (1996) ; Cybo-Ottone et Murgia (1996)).
D’autres auteurs, par contre, tels que Houston et Ryngaert (1994) et Amel et al (2003), ont
attesté que les actionnaires de la banque acquéreuse souffraient d’une perte de richesse lors de
l’annonce d’une opération de groupement de leur banque; à l’opposé de Cornett et Tehranian
(1992) et Zangh (1995) qui ont trouvé que l’annonce d’une opération de rapprochement
bancaire améliorait significativement le prix du titre de la banque initiatrice.
Cette disparité des performances constatée donne à penser qu’il existe des facteurs
explicatifs de la réaction du marché face à une opération de consolidation.
Le but de cette recherche est d’étudier l’impact d’une fusion bancaire sur le cours de la
banque acquéreuse et de déterminer les facteurs clés de succès dans le contexte de
rapprochements opérés par 36 banques américaines au cours de l’année 2003.
L’étude événementielle permettra de calculer les rendements anormaux moyens et les
rendements anormaux moyens cumulés des banques de l’échantillon, sur une période de 18
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mois allant de 1 mois avant l’annonce officielle du groupement à 17 mois après. La
significativité des rendements obtenus sera testée via deux méthodes : la méthode de l’écart
type en série temporelle et la méthode de l’écart type en coupe instantanée.
Par la suite, nous régresserons les rendements anormaux cumulés obtenus sur les
variables susceptibles d’expliquer la réaction du marché, à savoir : la taille relative de
l’acquisition, la taille de la banque acquéreuse, le taux de croissance des actifs de la banque
acquéreuse, le type de l’acquisition : étrangère ou domestique, le niveau de capital de la
banque acquéreuse, sa performance économique récente, le moyen de paiement de
l’acquisition (par titres ou en liquidités) et enfin le nombre d’acquisitions opérées par la
banque initiatrice au moment de l’annonce de l’acquisition.
Enfin, nous nous intéresserons au cas de la fusion absorption tunisienne, opérée par la
STB sur la BDET et la BNDT. Nous calculerons alors les rendements anormaux moyens et
les rendements anormaux moyens cumulés de la STB, banque acquéreuse de l’opération, et
vérifierons la concordance des résultats obtenus avec ceux des banques américaines.
Ce travail suivra la démarche suivante. Dans une première section, nous procéderons à
analyser les rendements anormaux moyens et les rendements anormaux moyens cumulés de
36 banques américaines, ayant procédé à un groupement au cours de l’année 2003.
La deuxième section tentera de valider empiriquement les déterminants de la
performance boursière des banques acquéreuses.
Enfin, la troisième s’intéressera, d’abord, à la fusion absorption opérée par la STB sur
la BDET et la BNDT, et essaiera de vérifier par la suite, la concordance des résultats trouvés
avec ceux obtenus sur le marché américain.
I.
La mesure des performances boursières des banques
acquéreuses suite à une opération de rapprochement
I.1. Provenance des données
La liste des transactions de regroupements a été obtenue à partir de la banque de données
de la « Federal Deposit Insurance Corporation » (FDIC) sur les fusions et acquisitions
bancaires. Outre les noms des banques impliquées et les dates d’annonces et d’approbation
des regroupements, cette base de données contient les informations quant à la taille et le
nombre d’acquisitions des entités concernées.
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Par ailleurs, les indices de marché, les cours boursiers ajustés des banques sur la base
desquels ont été calculés les rendements des titres ainsi que les états financiers des différentes
banques étudiées proviennent du site Yahoo finance.
I.2. Description des données
L’étude événementielle porte sur 36 regroupements bancaires, qui ont été effectués au
cours de l’année 2003. Au départ, la liste de la banque des données FDIC comportait pour
l’année en question, 153 annonces de transactions. Seules les banques cotées sur une place
financière, et dont le nombre de rendements disponibles est suffisant ont été retenues ; elles
sont au nombre de 36.
Tab.1 : Statistiques descriptives des banques acquéreuses de l’échantillon
I.3. Le diagramme temporel
Le diagramme temporel habituel d’une étude événementielle est illustré ci-dessous :
Période
Période
Période post-
d’estimation
événementielle
événementielle
L1
L2
L3
0
T0
T1
T2
T3
I.4. Méthodologie
La période d’estimation des paramètres pour le modèle d’évaluation des rendements
attendus s’élève à 255 jours / rendements à partir du 30ème jour avant la date d’annonce. Cette
période d’estimation, généralement utilisée dans les études empiriques, représente
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approximativement le nombre de jours où les marchés financiers sont ouverts durant une
année.
L’estimation de l’équation du modèle du marché nécessite de supposer que les rentabilités
des titres sont des séries stationnaires. Nous prendrons comme acquise cette hypothèse.
La période permettant l’évaluation des rendements anormaux générés par les événements
de l’échantillon s’étale de 30 jours avant la date d’annonce à 425 jours après. Le choix de 30
jours avant l’annonce de l’opération revient au fait que l’étude de différents cas de fusions
antérieures a mis en évidence une divulgation de l’information relative aux négociations en
question entre 10 et 20 jours avant l’annonce officielle.
I.5. Résultats et interprétations
Le tableau ci-dessous présente l’évolution des rendements anormaux moyens et des
rendements anormaux moyens cumulés autour de la date d’annonce :
Mois
AAR
-1
0 date d’annonce
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
CAAR
-0,000807169
0,000548445
0,000433594
0,000255117
1,98865E-05
-0,000612737
-2,86592E-05
-0,000311115
-0,001133561
-1,32573E-05
0,000316549
-0,000956527
-0,000324714
-0,000819073
-0,000910405
-0,001008399
-0,0002887
0,000527413
-0,000807169
-0,000258724
0,00017487
0,000429987
0,000449873
-0,000162864
-0,000191523
-0,000502638
-0,0016362
-0,001649457
-0,001332908
-0,002289435
-0,002614149
-0,003433222
-0,004343627
-0,005352026
-0,005640725
-0,005113313
Tab.2 : AAR et CAAR autour de la date d'annonce de l'événement
Les résultats montrent que les rendements anormaux moyens sont positifs au cours de 6
mois (par rapport aux 18 mois étudiés) suivant la date de l’annonce de l’opération de fusion. Il
s’agit en l’occurrence du mois qui suit l’annonce de l’événement, des 3 mois qui le suivent
directement et enfin des 9ème et 16ème mois.
Les rendements anormaux moyens négatifs concernent le mois qui précède l’annonce de
l’événement, et du 4ème au 15ème mois qui suivent, à l’exception du 9ème. Enfin, il est à noter
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que la valeur absolue des AAR calculés n’excède pas 0,15% tout le long de la fenêtre
événementielle.
Les rendements anormaux moyens cumulés, pour leur part, s’avèrent négatifs durant tout
la période événementielle, à l’exception des trois mois qui suivent le mois de l’annonce de
l’évènement. En outre, la valeur absolue des CAAR calculés n’excède pas 0,56%.
Ces résultats concordent avec ceux auxquels ont abouti des recherches menées sur des
entreprises acquéreuses américaines, et notamment celle de Schleifer et Vishny (1990) et
Madura et Wiant (1994). Ces dernières ne permettent pas de conclure qu’il existe de façon
générale, création de valeur pour les actionnaires lors de telles fusions.
Afin de vérifier la convergence des résultats obtenus et de s’assurer par conséquent de leur
robustesse, nous avons adopté deux méthodes d’évaluation, à savoir la méthode de l’écart
type en série temporelle et celle de l’écart type en coupe instantanée. Ces méthodes ne
tiennent pas compte des différences entre les variances des rendements anormaux des titres
observés. Il en découle que dans ces cas, les tests statistiques sont fortement influencés par les
rendements anormaux qui affichent des variances élevées.
I.5.1. La méthode de l’écart type en série temporelle (ETST)
Elle consiste à construire un test statistique en utilisant l’écart type des rendements
anormaux moyens observés durant la période d’estimation ; ce qui permet de tenir compte des
covariances entre les rendements anormaux des titres.
Pour les rendements anormaux, le test statistique à la période événementielle s’effectue
comme suit :
AARt / (VARAAR)1/2
t (12 - 2)
où VARAAR la variance des rendements anormaux durant la période d’estimation (T0,T1) et
t (L1-2) désigne une distribution de Student avec (L1-2) degrés de liberté.
Pour les rendements anormaux cumulés, le test statistique à la période événementielle
s’effectue comme suit :
CAAR(T1,T2) / (VARCAAR(T1,T2))1/2
t (12 - 2)
Le tableau ci-dessous montre les rendements anormaux moyens (calculés sur la base du
modèle du marché), les rendements anormaux moyens cumulés tout le long de la période
événementielle et les statistiques de significativité pour les différents mois:
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Mois
AAR
ETST
-1
-0,000807169
0 date d’annonce
0,000548445
1
0,000433594
2
0,000255117
3
1,98865E-05
4
-0,000612737
5
-2,86592E-05
6
-0,000311115
7
-0,001133561
8
-1,32573E-05
9
0,000316549
10
-0,000956527
11
-0,000324714
12
-0,000819073
13
-0,000910405
14
-0,001008399
15
-0,0002887
16
0,000527413
AAR : Rendement anormal moyen
CAAR : Rendement anormal moyen cumulé
ETST : Ecart-Type en série temporelle
CAAR
-0,041453923
0,02816658
0,022268151
0,013102082
0,001021312
-0,031468443
-0,001471853
-0,015977976
-0,058216479
-0,000680859
0,016257051
-0,049124506
-0,016676368
-0,042065273
-0,046755784
-0,0517885
-0,014826786
0,027086416
ETST
-0,000807169
-0,000258724
0,00017487
0,000429987
0,000449873
-0,000162864
-0,000191523
-0,000502638
-0,0016362
-0,001649457
-0,001332908
-0,002289435
-0,002614149
-0,003433222
-0,004343627
-0,005352026
-0,005640725
-0,005113313
-0,041453923
-0,013287344
0,008980807
0,02208289
0,023104202
-0,008364241
-0,009836094
-0,025814069
-0,084030548
-0,084711407
-0,068454356
-0,117578863
-0,134255231
-0,176320504
-0,223076288
-0,274864788
-0,289691574
-0,262605157
Tab.3 : Ecart type en série temporelle
Les rendements anormaux moyens et les rendements anormaux moyens cumulés ne sont
pas significatifs tout le long de la période événementielle ; Ce qui permet d’accepter les deux
hypothèses nulles posées, à savoir que les rendements anormaux moyens et les rendements
anormaux moyens cumulés sur la période qui suit l’annonce sont nuls.
I.5.2. La méthode de l’écart type en coupe instantanée (ETCI)
Elle consiste à construire un test statistique en utilisant l’écart type des rendements
anormaux moyens des entreprises observées aux temps t, durant la période événementielle.
Cette méthode tient compte de l’augmentation éventuelle de la variance des rendements
durant la période événementielle.
Le test statistique au temps t de la période événementielle s’effectue de la façon suivante :
AARt * (N) ½ / (VARAARt)1/2
t (N-2)
Avec N : le nombre d’observations, qui égalisent dans notre étude 36.
N
et VARAARt = (1/ (N-1)) *
N
[ARit – (1/N) *
i=1
ARjt] 2 : la variance des rendements anormaux
j=1
durant la période événementielle.
Le test statistique du rendement anormal moyen cumulé est :
CAAR(T1,T2) * (N) ½ / (VARCAAR(T1,T2))1/2
t (N-2)
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N
Avec VARCAAR(T1, T2) = (1/ (N-1)) *
N
[CAAR(i,T1, T2) – (1/N) *
i=1
CAAR (j,T1, T2) ] 2 : la
j=1
variance des rendements anormaux cumulés durant la période événementielle.
Le tableau ci-dessous montre les rendements anormaux moyens, les rendements
anormaux moyens cumulés et les statistiques de significativité respectives:
Mois
AAR
ETCI
CAAR
-1
-0,000807169
-1,528542818
0 date d’annonce
0,000548445
1,11163065
1
0,000433594
0,87166651
2
0,000255117
0,452424536
3
1,98865E-05
0,039505493
b
-1,634691398
4
-0,000612737
5
-2,86592E-05
-0,057133405
6
-0,000311115
-0,590218348
a
-1,967816349
7
-0,001133561
8
-1,32573E-05
-0,022701228
9
0,000316549
0,828449817
a
-2,369068214
10
-0,000956527
11
-0,000324714
-0,624193879
12
-0,000819073
-1,537297752
a
-2,289973415
13
-0,000910405
a
-2,149115505
14
-0,001008399
15
-0,0002887
-0,782349356
16
0,000527413
1,03159278
AAR : Rendement anormal moyen
CAAR : Rendement anormal moyen cumulé
ETCI : Ecart-Type en coupe instantanée
a
b
Niveaux de signification des tests unilatéraux : : 0,05, : 0,01
ETCI
-0,000807169
-0,000258724
0,00017487
0,000429987
0,000449873
-0,000162864
-0,000191523
-0,000502638
-0,0016362
-0,001649457
-0,001332908
-0,002289435
-0,002614149
-0,003433222
-0,004343627
-0,005352026
-0,005640725
-0,005113313
-1,528542818
-0,291933234
0,15867712
0,351853983
0,34963135
-0,120311008
-0,127421306
-0,2887378
-0,862359316
-0,849108574
-0,612555021
-1,014064341
-1,121035174
-1,313864598
b
-1,631638461
b
-1,857123314
b
-1,895790036
b
-1,623857508
Tab.4 : Ecart type en coupe instantanée
Pour les décisions de fusions, un impact négatif et significatif a été mis en évidence au
cours du 7ème, 10ème 13ème et 14ème mois suivant le mois de l’annonce de l’opération. Par
ailleurs, l’évolution des rendements anormaux moyens cumulés, montre un impact négatif et
significatif de l’événement à partir du 13ème mois suivant l’annonce.
Ainsi, cette méthode permet de rejeter les deux hypothèses posées dans le contexte
théorique, à savoir la nullité des rendements anormaux moyens et des rendements anormaux
moyens cumulés autour de la date d’annonce. En effet, le marché réagit défavorablement aux
annonces des rapprochements, ce qui se traduit par des rendements anormaux moyens
cumulés négatifs et significatifs sur un horizon assez long suivant l’acquisition.
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I.5.3. Tableau récapitulatif de la significativité des rendements anormaux
Méthode H1 :
Les
rendements
anormaux H2 : Les rendements anormaux moyens
moyens sont nuls autour et au-delà de cumulés sont nuls autour et au-delà de
la date d’annonce d’une opération de la date d’annonce d’une opération de
fusion
fusion
ETST
Acceptation
Acceptation
ETCI
Rejet
Rejet
Tab.5: La significativité des rendements anormaux
Les résultats obtenus s’inscrivent dans le prolongement de la plupart des travaux
antérieurs relatifs à l’impact des décisions de fusions bancaires américaines sur leur valeur
boursière. En effet, plusieurs auteurs ont attesté que l’acquéreur souffre d’une perte (Amel et
al. 2003) ; et plus généralement les études antérieures ont infirmé que les opérations de
consolidation bancaire sont génératrices de richesse pour les actionnaires de banques
acquéreuses américaines (Frame et Lastrapes (1998), Becher (2000) et Schotlens et De wit
(2004)).
Enfin, Agrawal (1992) explique la contre performance boursière des banques acquéreuses
autour de la date d’annonce de l’opération par l’inefficience du marché financier. En effet, les
investisseurs sur le marché ignorent les rendements futurs de la banque acquéreuse suite au
rapprochement et préfèrent alors emprunter la voie de la prudence.
II.
Validation empirique sur les déterminants des performances
boursières entre les banques acquéreuses
La disparité des performances entre les banques acquéreuses, constatées lors de
regroupements bancaires donne à penser qu’il existe des facteurs clé affectant le succès des
entreprises acquéreuses lorsqu’elles procèdent à des opérations de consolidation.
La littérature scientifique énumère plusieurs déterminants susceptibles d’influencer
significativement les rendements anormaux observés au-delà de la date d’annonce de
l’opération de fusion.
Les variables principalement évoquées sont : la taille relative de la banque cible, la taille
de la banque acquéreuse, le taux de croissance des ses actifs, sa structure financière, sa
performance économique, le nombre d’acquisitions auxquels elle a procédé, la nature de la
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transaction à savoir Intra - Etat ou Inter – Etat et enfin le moyen de paiement adopté (en
liquidités ou par titres).
II.1. Le modèle
Nous utilisons la méthode de régression des moindres carrés ordinaires pour tenter de
dégager les facteurs qui permettent d’expliquer les rendements anormaux cumulés obtenus par
les banques acquéreuses qui composent l’échantillon du chapitre précédent.
Le modèle est spécifié comme suit :
CAARi = c(1) + c(2)*SIZEi + c(3)*ACQSIZEi + c(4)* ACQGROWi + c(5)* INTERi +
c(6)*CAPi + c(7)*PERFi + c(8)*CASHi +c(9)* MULTIPLEi + µi
II.2. Présentation des variables
La variable endogène CAARi représente, pour la banque i, le rendement anormal moyen
cumulé sur 18 mois, allant du mois précédant la date d’annonce de l’opération à 17 mois
après.
Les variables exogènes sont les suivantes :
• SIZEi : Il s’agit de la taille relative de l’acquisition, mesurée par la taille (en termes de
total actif) de la banque cible rapportée à la taille de la banque acquéreuse au moment
de l’acquisition. L’impact de la taille relative sur la performance boursière de la
banque acquéreuse sur le long terme demeure ambigu et sujet à contradictions.
Toutefois, plusieurs recherches antérieures ont noté que la probabilité de réussite
d’une opération de fusion est d’autant plus importante que la taille de la banque cible
est relativement petite par rapport à celle de la banque acquéreuse. En effet, dans un
tel cas, l’intégration de la banque cible est facilitée, du fait qu’elle pourra s’adapter
rapidement à la culture de la banque acquéreuse et adopter ses procédures (Becher et
al (2005)). D’où une relation négative entre la taille relative et le rendement anormal
de la banque (Madura et Wiant 1994 et Frame et Lastrapes (1998)). Cependant,
Asquith et al (1983) ainsi que James et Wier (1987) ont abouti à une relation positive
entre les rendements anormaux de la banque acquéreuse et la taille relative de
l’acquisition. En effet, la banque initiatrice peut projeter l’acquisition d’une cible
ayant une taille critique afin de rejoindre le groupe des banques « too big to fail », qui
bénéficient d’un soutien inconditionnel du gouvernement en cas de difficultés (Boyd
et Graham (1991)). Dans ce cas, le marché réagit favorablement au groupement.
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• ACQSIZEi : Il s’agit de la taille de la banque acquéreuse, mesurée par le logarithme
népérien de son actif total au moment de l’acquisition. Les banques ayant une taille
critique, sont plus aptes à procéder et réaliser avec succès des opérations
d’acquisitions. De plus, les économies d’échelle potentielles sont d’autant plus élevées
que la taille de la banque acquéreuse est importante (Dietsch (1992)). Cependant,
d’autres auteurs (Altunbas et al (2001)) ont noté que les grandes banques connaîtraient
des déséconomies d’échelle significatives, de telle sorte que la consolidation de telles
institutions ne peut conduire à une amélioration de l’efficience par les coûts. Aussi,
certains auteurs (Madura et Wiant (1994)), ont noté que ces banques acquéreuses,
bénéficiant d’une taille importante, peuvent négliger l’aspect organisationnel de
l’opération et échouer alors à assurer une structuration adéquate de la nouvelle entité.
Cet échec peut être traduit par une réaction défavorable du marché.
• ACQGROWi: Il s’agit du taux de croissance des actifs de la banque acquéreuse,
mesuré au moment de l’acquisition. Hughes et al (2002) ont montré qu’un
accroissement de la valeur des actifs d’une banque entraîne une amélioration de sa
performance boursière suite à une opération de consolidation. Cependant, Morck et al.
(1990) ont suggéré que les managers des banques procédaient à l’acquisition de cibles
croissantes, afin maximiser leur croissance plutôt que d’optimiser la richesse des
actionnaires ; ceci est de nature à entraver l’intégration de la cible et dégrader la
performance boursière de la banque initiatrice.
• INTERi: Il s’agit d’une variable discrète, égalisant l’unité si l’acquisition s’opère entre
des banques appartenant à des Etats différents, 0 sinon. Les acquisitions Inter – Etat
offrent aux banques initiatrices l’opportunité d’intégrer de nouveaux marchés et de
diversifier leurs portefeuilles de crédits accordés (Cybo-Ottone et Murgia (2000) ;
d’où un accueil très favorable par les marchés des annonces de fusions
transfrontalières. Toutefois, ces opérations peuvent affecter négativement le potentiel
des banques acquéreuses à accroître l’efficience, du fait de la difficulté de réalisation
d’une restructuration optimale, notamment en matière de personnel, et générer un choc
culturel entre les deux entités (Houston et Ryngaert (1994) ; Madura et Wiant (1994)).
• CAPi: Il s’agit du niveau du capital de la banque acquéreuse (mesuré par les capitaux
propres rapportés au passif total) au moment de l’acquisition. Les banques
acquéreuses sont d’autant plus aptes à absorber la banque cible lorsqu’elles disposent
d’un degré de capitalisation important, ce qui explique une réaction favorable des
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investisseurs (Hannan et Wolken (1989)). Inversement, les banques moins autonomes
peuvent confronter des problèmes de cash flows et recourir au financement externe.
• PERFi: Cette variable est mesurée par la rentabilité économique (ROA) de la banque
acquéreuse au moment de l’acquisition. Les managers des firmes à hauts rendements
historiques et à grande croissance de flux monétaires et de bénéfices sont plus enclines
à surestimer leur potentiel à mener à bien un groupement et à gérer la nouvelle entité
(Rau et Vermaelen (1998)). Dans ce cas, l’opération de groupement est perçue
favorablement par le marché. Cependant, Altenbas et Ibanez (2004) ont noté que plus
la performance de la banque acquéreuse est importante et plus elle est sujette à une
dégradation durant la période post regroupement, due aux effets de la mise en place du
processus (coûts en termes de temps, d’argent…). D’où une réaction négative sur son
cours boursier.
• CASHi: Il s’agit d’une variable discrète qui décrit le moyen de paiement de la
transaction. Elle prend la valeur 1 si l’acquisition est totalement financée par
liquidités ; 0 autrement (par titres ou par un dosage entre titres et liquidités). Le mode
de paiement signale de l’information sur la valeur de l’initiatrice. Les managers de la
banque acquéreuse qui détiennent une information privilégiée sur la valeur intrinsèque
de leur firme, offrent des actions lorsque cette dernière est sur évaluée et de l’argent
dans le cas inverse. D’où une relation favorable positive entre le financement de la
transaction par liquidités et la réaction du marché.
• MULTIPLEi: Il s’agit d’une variable discrète qui prend la valeur 1 si la banque
acquéreuse procède à plusieurs opérations de consolidation au moment de
l’acquisition ; 0 autrement. Les banques à acquisitions multiples peuvent s’avérer
moins performantes dans la réalisation des objectifs d’efficience ; du fait qu’elles
courent le risque de ne pas pouvoir se concentrer sur chacune des cibles
individuellement. D’où une réaction défavorable du marché (Bradley et al (1988) ;
Madura et Wiant (1994)).
• µi: terme aléatoire d’erreur.
II.3. Provenance des données
Les variables SIZE, ACQSIZE, ACQGROW, CAP et PERF sont calculées à partir de
données tirées des rapports financiers des années 2002 et 2003 pour les banques concernées.
Ces données financières proviennent du site Yahoo Finance.
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Par ailleurs, les données sur les facteurs INTER et MULTIPLE sont disponibles dans la
banque de données tirée du site de la FDIC.
Enfin, l’information sur la variable CASH est obtenue à partir d’articles, concernant
l’opération de consolidation, publiés sur divers sites financiers.
II.4. Les hypothèses sous jacentes
Plusieurs hypothèses sous-tendent le choix de formulation des rendements anormaux
moyens cumulés, à savoir :
• L’homogénéité des banques acquéreuses qui composent l’échantillon : il s’agit de
banques américaines, inscrites au NYSE et évoluant dans un même environnement
financier;
• La rationalité des acteurs sur le marché : les investisseurs sont supposés anticiper
l’évolution des rendements de manière rationnelle et selon leurs réalisations
antérieures ;
• Uniformité des caractéristiques de l’économie et du marché boursier quant à la
transparence du système financier et la fiabilité des informations divulguées ;
• L’absence d’auto corrélations des erreurs : les erreurs sont indépendantes les unes des
autres, leur moyenne est nulle, leur variance est faible, constante et indépendante du
temps et enfin, leurs covariances sont nulles.
II.5. Résultats et interprétations
La troisième hypothèse que nous tentons de vérifier au cours de ce travail de recherche est
la suivante : Il n’existe aucun facteur ou groupe de facteurs qui influence significativement
les rendements anormaux moyens cumulés observés suite à l’annonce de l’acquisition.
Afin de pallier à l’insuffisance des données manquantes concernant les banques
acquéreuses, nous envisageons d’étudier le modèle sous deux scénarios différents.
II.5.1. Premier scénario : Suppression de toutes les observations à données
manquantes
Dans un premier scénario, toute banque ayant au minimum une observation manquante est
exclue de l’échantillon. Dans ce cas, la taille de l’échantillon est réduite de 36 à 16
observations, ce qui est de nature à créer un biais de sélection.
La régression est effectuée par le logiciel E-views version 4.
13
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II.5.1.1. La matrice des corrélations
Les coefficients de corrélation par paires entre les différentes variables sont présentés dans
le tableau ci-dessous :
SIZE
ACQSIZE
ACQGROW
INTER
CAP
PERF
CASH
SIZE
1.000000
ACQSIZE
-0.123762
1.000000
ACQGROW
0.024072
-0.210363
1.000000
INTER
-0.143081
0.429454
-0.442563
CAP
-0.038667
0.265113
-0.283116
0.515675
1.000000
PERF
0.023089
-0.253280
-0.175932
-0.281748
-0.547637
1.000000
CASH
-0.170956
0.042369
-0.025141
0.021592
0.313268
-0.173203
1.000000
MULTIPLE
0.290345
-0.224520
-0.142630
-0.160128
0.215872
-0.068886
0.674200
MULTIPLE
1.000000
1.000000
Tab.6: Matrice des corrélations entre les variables
Les variables CAP et PERF présentent un certain degré de corrélation1 ; ce qui peut engendrer
un biais au niveau de leurs tests de significativité.
II.5.1.2 Résultats et interprétations
L’estimation du modèle donne les résultats suivants :
Dependent Variable: CAAR
Method: Least Squares
Included observations: 16
CAAR=C(1)+C(2)*SIZE+C(3)*ACQSIZE+C(4)*ACQGROW+C(5)*INTER
+C(6)*CAP+C(7)*PERF+C(8)*CASH+C(9)*MULTIPLE
C(1)
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
0.040246
0.019643
2.048841
0.0797
a
C(2)
0.000222
7.53E-05
2.948649
C(3)
0.000861
0.001060
0.812978
0.0214
0.4430
a
C(4)
-0.133809
0.020773
-6.441439
0.0004
C(5)
-0.003699
0.005986
-0.617929
0.5562
C(6)
-0.104727
C(7)
-0.799158
0.018705
0.290110
a
-5.598905
a
-2.754672
a
0.0008
0.0283
C(8)
0.013684
0.006214
2.201958
0.0635
C(9)
-0.026806
0.006273
-4.273364a
0.0037
R-squared
0.932159
Adjusted R-squared
0.854626
Durbin-Watson stat
2.851908
a
significatif au seuil de 5%
1
Concordance avec les résultats de Madura et Wiant (1994).
14
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• Tous les coefficients sont significatifs à un niveau de confiance de 5%, à l’exception
de ACQSIZE et INTER.
• Le coefficient de la variable SIZE est positif et significatif, ce qui implique une
relation positive entre la taille relative de l’acquisition et la performance boursière de
la banque acquéreuse sur le long terme (Walker 2000). Ce résultat peut trouver
justification dans la stratégie « too big to fail » recherchée par certaines banques
(Boyd et Graham (1991)). Ainsi, le marché serait optimiste vis-à-vis des groupements
de taille assez importante, qui procurent à la nouvelle entité une assise financière
solide et une position reconnue sur la place financière.
• Le coefficient de la variable ACQGROW est significatif et négatif. Ceci peut être
expliqué par le fait que les banques en phase de croissance peuvent être pénalisées par
le marché lorsqu’elles procèdent à des acquisitions, en raison des problèmes
d’organisation et de difficultés de structuration qu’elles peuvent rencontrer (Madura
et Wiant 1994).
• Le coefficient de la variable CAP est significatif et négatif ; ce résultat s’oppose aux
résultats des études antérieures (Hanan et Wolken (1989)). Toutefois, rappelons que
Ross (1977) a noté une réaction favorable des investisseurs vis-à-vis des banques à
faible niveau de capital. En effet, étant donné que le coût de la dette soit moins
onéreux que celui des fonds propres, le recours au financement externe signalerait des
informations positives quant à la banque acquéreuse.
• Le coefficient de la variable CASH est significatif et positif. Ce résultat concorde avec
ceux de Travlos (1987) et Berkovitch et Narayanan (1990). Le premier s’est basé sur
la théorie de la signalisation de la valeur de l’entreprise via le moyen de paiement,
pour conclure que le financement d’un rapprochement bancaire par encaisses entraîne
une réaction favorable du marché vis-à-vis de la banque acquéreuse. Les seconds,
quant à eux, ont aboutit à la conclusion que le mode de paiement révèle de
l’information privée sur la synergie potentielle résultant de l’union des firmes. Par
conséquent, le paiement en argent signalerait un potentiel de synergie élevé et le
paiement en actions un potentiel faible.
• Le coefficient de la variable MULTIPLE est significatif et négatif. Ce résultat
concorde avec celui de Bradley et al (1988), qui ont montré que dans le cas où la
banque acquéreuse a procédé à des regroupements multiples dans le passé, alors ses
rendements sont négatifs contrairement à ceux de la banque cible.
15
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• Les résultats s’avèrent relativement satisfaisants. Le coefficient de détermination R2
égalise 0,9321 avec un coefficient de détermination ajusté de 85,5%, ce qui signifie
que le modèle explique 93% des rendements anormaux moyens cumulés au-delà de la
date d’annonce d’une opération d’acquisition.
• Le test de Durbin-Watson est positif, l’hypothèse d’auto corrélations des erreurs set
donc retenue.
II.5.2. Deuxième scénario : Traitement de la base de données
Afin de pallier aux biais statistiques générés par un échantillon réduit (1er scénario), nous
avons procédé au traitement de la base de données initiale.
II.5.2.1. Méthodologie
Nous prenons pour base de départ deux points essentiels:
• Pour les variables quantitatives, les données manquent seulement au niveau de la
variable SIZE (taille relative de l’acquisition).
• Pour les variables qualitatives, les données manquent seulement au niveau de la
variable CASH (moyen de paiement).
Ainsi, dans un premier temps, nous choisissons la taille de la banque (en termes d’actif
total AT) comme critère de sélection afin de décomposer l’échantillon en trois groupes :
* 1er groupe : AT <= 1000M$
* 2ème groupe : 1000M$ < AT <= 10 000M$
* 3ème groupe : AT >= 10 000M$
Nous calculons, dans un deuxième temps, la moyenne de la variable SIZE pour chaque
groupe et remplaçons pour chaque banque la donnée manquante par la moyenne du groupe
auquel elle appartient. Enfin, nous supprimons toutes les observations pour lesquelles la
variable CASH est manquante. La taille de l’échantillon se réduit alors à 28 banques.
II.5.2.2. La matrice des corrélations
Le tableau des coefficients de corrélation entre les variables se présente comme suit :
SIZE
ACQSIZE
ACQGROW INTER
CAP
PERF
CASH
SIZE
1.000000
ACQSIZE
-0.046559
1.000000
ACQGROW
0.023588
0.141634
INTER
-0.091241
0.334050
0.175701
CAP
-0.038433
0.350731
-0.065834
0.360960
PERF
0.028774
-0.290883
-0.303096
-0.317247 -0.428214
CASH
-0.093525
0.183989
0.247388
0.197755
0.246842 -0.377441
1.000000
MULTIPLE
0.179613
-0.141632
-0.203439
-0.093250
0.182981 -0.058330
0.511891
MULTIPLE
1.000000
1.000000
1.000000
1.000000
1.000000
Tab.7: Matrice des corrélations entre les variables
16
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La matrice des corrélations indique que seules les variables CASH, MULTIPLE, CAP et
PERF présentent par paires un certain degré de corrélation. Nous étudierons d’abord le
modèle dans son ensemble, puis sous ses formes réduites en supprimant une ou plusieurs
variables colinéaires.
II.5.2.3. Résultats et interprétations du modèle sous sa forme complète
L’estimation du modèle sous sa forme complète donne les résultats suivants :
Dependent Variable: CAAR
Method: Least Squares
Included observations: 28
CAAR=C(1)+C(2)*SIZE+C(3)*ACQSIZE+C(4)*ACQGROW+C(5)*INTER
+C(6)*CAP+C(7)*PERF+C(8)*CASH+C(9)*MULTIPLE
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C(1)
C(2)
C(3)
C(4)
C(5)
C(6)
C(7)
C(8)
C(9)
-0.060844
0.000198
0.003977
0.001299
-0.000182
-0.022955
0.592230
-0.001453
-0.020409
0.029062
0.000146
0.001896
0.006189
0.008662
0.034554
0.423308
0.008558
0.008191
-2.093566
1.356467
2.097344 a
0.209953
-0.021064
-0.664308
1.399052
-0.169731
-2.491640 a
0.0499
0.1909
0.0496
0.8359
0.9834
0.5145
0.1779
0.8670
0.0221
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
0.570176
0.389198
2.056049
a
significatif au seuil de 5%
• L’estimation du modèle montre que seules les variables ACQSIZE et MULTIPLE sont
statistiquement significatives au seuil de 5%.
• Le terme constant est négatif et significatif, ce qui signifie qu’il existe une baisse
constante des rendements anormaux moyens cumulés des banques acquéreuses suite à
un groupement. Ainsi, le marché perçoit systématiquement les opérations de
rapprochements, de manière défavorable, et ce indépendamment des déterminants
étudiés. Ce résultat s’inscrit dans le prolongement de la plupart des travaux relatifs à
l’impact des décisions de fusions bancaires sur leurs valeurs boursières (Amel et al
2003).
17
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• Par ailleurs, le modèle confirme une relation positive entre la taille relative de
l’acquisition et les rendements anormaux moyens cumulés de la banque acquéreuse
au-delà de la date d’annonce de l’acquisition (Walker 2000).
• Le coefficient de la variable ACQSIZE est positif et significatif ; ce qui vent dire que
la performance boursière de la banque acquéreuse sur le long terme est d’autant plus
élevée que sa taille en termes d’actifs est importante. Ceci peut être expliqué par le fait
que le marché réagit favorablement aux acquisitions relativement importantes, qui
traduisent des économies d’échelle potentielles élevées et une meilleure assise de la
banque initiatrice sur la place (Hughes et al 2002).
• Le coefficient de la variable INTER est négatif, ce qui signifie que le marché réagit
favorablement aux rapprochements des banques appartenant à un même Etat et
défavorablement dans le cas inverse. Ceci infirme l’hypothèse des bénéfices potentiels
générés par une diversification géographique et affirme que les rapprochements des
banques au sein d’un même pays peuvent présenter de meilleures alternatives
techniques (en termes de restructuration des réseaux, mise en commun des
investissements informatiques…), économiques (réduction des coûts…), conjuguées à
un flexibilité juridique et fiscale. (Delong (2001) et Amel et al (2003)).
• Le coefficient de la variable PERF est positif ; ce qui peut être expliqué par une
confiance ressentie par les investisseurs lorsque la banque initiatrice est relativement
performante. Ce résultat concorde avec celui de Rau et Vermaelen (1998) qui attestent
que le marché aurait tendance à exagérer son extrapolation des performances passées
de l’initiatrice lors de l’évaluation des bénéfices découlant d’une décision de
regroupement.
• Le coefficient de la variable CAP est négatif; ceci peut être expliqué par le fait que le
marché pénalise les initiatrices à grande capitalisation qui auraient tendance à surpayer
les cibles, parce que ses managers priseraient indûment la publicité entourant la cible
ou encore pour les défis ou bénéfices personnels qu’elle promet (Loderer et Martin
(1990)).
• Le coefficient de la variable MULTIPLE est négatif et significatif (Bradley et al
(1988)).
• L’ajustement économétrique est de qualité moyenne (le coefficient de détermination
R2 = 0,5702 avec un coefficient de détermination ajusté de 38,9%), ce qui signifie que
le modèle explique 57% des rendements anormaux moyens cumulés au-delà de la date
18
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d’annonce d’une opération d’acquisition. Ce niveau de R2 indique qu’il existe des
facteurs explicatifs manquants au modèle.
• Le test de Durbin-Watson montre que nous ne pouvons pas nous prononcer quant à
l’auto-corrélation des erreurs.
• Le modèle demeure globalement significatif au seuil de 5% (Fcalculé = 3,015 supérieur
à u=1,96) ; ce qui confirme l’aspect insaisissable du comportement des investisseurs
sur les places financières.
II.5.2.4. Résultats et interprétations du modèle sous des formes réduites
Il s’agit de supprimer du modèle de base une ou plusieurs variables colinéaires.
L’estimation du modèle sous sa forme réduite suite à la suppression de la variable CAP
donne les résultats suivants:
Dependent Variable: CAAR
Method: Least Squares
Included observations: 28
CAAR=C(1)+C(2)*SIZE+C(3)*ACQSIZE+C(4)*ACQGROW+C(5)*INTER
+C(6)*PERF+C(7)*CASH+C(8)*MULTIPLE
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C(1)
C(2)
C(3)
C(4)
C(5)
C(6)
C(7)
C(8)
-0.060406
0.000202
0.003660
0.002147
-0.001616
0.689758
-0.001326
-0.021348
0.028646
0.000144
0.001809
0.005971
0.008271
0.391449
0.008436
0.007955
-2.108697 a
1.400160
2.022767 a
0.359669
-0.195403
1.762062 a
-0.157208
-2.683652
0.0478
0.1768
0.0567
0.7229
0.8470
0.0933
0.8767
0.0143
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
0.560193
0.406260
2.050665
a
significatif au seuil de 5%
Les apports de ce modèle réduit par rapport au modèle sous la forme complète, sont
les suivants :
• Le terme constant demeure négatif et significatif, ce qui confirme une baisse
inéluctable de la performance boursière de la banque acquéreuse,
indépendamment de toute autre variable.
• Le coefficient de la variable ACQSIZE demeure positif et significatif.
• Le coefficient de la variable INTER demeure négatif, confirmant la réaction
défavorable du marché vis-à-vis des opérations de consolidation Inter Etats.
19
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• Le coefficient positif de la variable PERF devient significatif, ce qui confirme
la théorie de la confiance des investisseurs vis-à-vis des banques performantes.
De plus, il semblerait que la réaction du marché reflète les croyances et
anticipations des investisseurs quant aux compétences et qualifications
professionnelles du management de la banque acquéreuse (Rau et Vermaelen
(1998)).
• L’ajustement économétrique demeure de qualité moyenne (le coefficient de
détermination R2 = 0,56 avec un coefficient de détermination ajusté de 40,6%),
ce qui signifie que le modèle explique 56% des rendements anormaux moyens
cumulés au-delà de la date d’annonce d’une opération d’acquisition.
• Le modèle demeure globalement significatif au seuil de 5% (Fcalculé = 3,64
supérieur à u=1,96).
L’estimation du modèle sous sa forme réduite par la suppression de la variable
MULTIPLE donne les résultats suivants:
Dependent Variable: CAAR
Method: Least Squares
Included observations: 28
CAAR=C(1)+C(2)*SIZE+C(3)*ACQSIZE+C(4)*ACQGROW+C(5)*INTER
+C(6)*CAP+C(7)*PERF+C(8)*CASH
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C(1)
C(2)
C(3)
C(4)
C(5)
C(6)
C(7)
C(8)
-0.081182
8.61E-05
0.005173
0.006658
0.002922
-0.037807
0.519071
-0.015080
0.031314
0.000156
0.002060
0.006515
0.009624
0.038212
0.474096
0.007390
-2.592503 a
0.551205
2.511530 a
1.021931
0.303598
-0.989401
1.094866
-2.040465 a
0.0174
0.5876
0.0207
0.3190
0.7646
0.3343
0.2866
0.0547
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
0.429731
0.230137
1.972983
a
significatif au seuil de 5%
Les apports de ce modèle réduit par rapport au modèle sous la forme complète, sont les
suivants :
• Le terme constant demeure négatif et significatif.
• Le coefficient de la variable ACQSIZE demeure positif et significatif.
20
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• Le coefficient négatif de la variable CASH devient significatif, ce qui infirme la
théorie de la signalisation sur la valeur de l’entreprise via le moyen de paiement.
• L’ajustement économétrique demeure de qualité moyenne (le coefficient de
détermination R2 = 0,43 avec un coefficient de détermination ajusté de 23%).
• Le modèle demeure globalement significatif au seuil de 5% (Fcalculé = 2,153 supérieur
à u=1,96).
L’estimation du modèle sous sa forme réduite par la suppression des variables CAP et
MULTIPLE donne les résultats suivants:
Dependent Variable: CAAR
Method: Least Squares
Included observations: 28
CAAR=C(1)+C(2)*SIZE+C(3)*ACQSIZE+C(4)*ACQGROW+C(5)*INTER
+C(6)*PERF+C(7)*CASH
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C(1)
C(2)
C(3)
C(4)
C(5)
C(6)
C(7)
-0.082027
8.31E-05
0.004728
0.008516
0.000730
0.678917
-0.015929
0.031287
0.000156
0.002009
0.006236
0.009360
0.445495
0.007337
-2.621768 a
0.532260
2.353349 a
1.365731
0.078020
1.523960
-2.171165 a
0.0159
0.6001
0.0284
0.1865
0.9386
0.1424
0.0415
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
0.401819
0.230910
1.977869
a
significatif au seuil de 5%
Les apports de ce modèle réduit par rapport au modèle sous la forme complète, sont les
suivants :
• Le terme constant demeure négatif et significatif.
• Le coefficient de la variable ACQSIZE demeure positif et significatif.
• Le coefficient de la variable CASH demeure négatif et significatif.
• La qualité de l’ajustement économétrique se détériore légèrement (le coefficient de
détermination R2 régresse à 0,43 avec un coefficient de détermination ajusté de 23%).
Le modèle demeure globalement significatif au seuil de 5% (Fcalculé = 2,35 supérieur à
u=1,96).
21
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III.
Aperçu sur le cas de la fusion bancaire tunisienne STB, BDET
et BNDT
La fusion envisagée par les trois banques vise à donner une nouvelle dimension au
système bancaire tunisien et le faire doter d’une force compétitive plus conséquente grâce à
une meilleure efficience et à une plus grande synergie des moyens et des compétences.
Tenant compte des difficultés pratiques et des coûts excessifs qui résulteraient d’une
fusion par création d’une société nouvelle, les parties ont convenu d’opter pour une fusion par
absorption, dans laquelle la STB serait la société absorbante et la BDET et la BNDT les
sociétés absorbées.
A cet égard, la fusion devrait réduire le coût de la gestion des sociétés fusionnées et
permettre une utilisation plus rationnelle de leurs moyens.
Le but de ce paragraphe est d’étudier l’impact de l’opération de fusion sur le cours
boursier de la STB et de vérifier par la suite si les résultats obtenus coïncident avec ceux
retrouvés sur le marché bancaire américain.
III.1. Méthodologie
Afin d’assurer la similarité entre les deux études, nous procéderons par la même
méthode d’événement pour étudier les rendements anormaux.
Les durées d’estimation seront aussi respectées :
• 255 jours à partir du 30ème jour avant la date d’annonce pour le modèle du marché ;
• De 30 jours avant la date de l’annonce à 425 jours après pour la période
événementielle.
III.2. Résultats et interprétations
Le tableau ci-dessous présente l’évolution des rendements anormaux moyens et des
rendements anormaux moyens cumulés autour de la date d’annonce :
22
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Mois
AAR
ETST
CAAR
ETST
-1
-0,000137953
-0,009593564
-0,00013795
-0,009593564
-0,000910871
-0,063343911
-0,00104882
-0,063343911
1
-0,001596059
-0,110993334
-0,00264488
-0,110993334
2
-0,000643733
-0,044766582
-0,00328862
-0,044766582
3
-0,003711607
-0,258113015
-0,00700022
-0,258113015
4
0,000773088
0,053762214
-0,00622714
0,053762214
5
-0,001035831
-0,072033919
-0,00726297
-0,072033919
6
0,000110476
0,007682763
-0,00715249
0,007682763
7
-0,000802721
-0,0558229
-0,00795521
-0,0558229
8
-0,003020121
-0,210025658
-0,01097533
-0,210025658
9
-0,002443107
-0,169898874
-0,01341844
-0,169898874
10
0,000229191
0,01593842
-0,01318925
0,01593842
11
-0,00207481
-0,144286675
-0,01526406
-0,144286675
12
-0,001822006
-0,126706153
-0,01708606
-0,126706153
13
0,001314629
0,091422097
-0,01577144
0,091422097
14
0,003756768
0,261253619
-0,01201467
0,261253619
15
-0,000536799
-0,037330169
-0,01255147
-0,037330169
16
-0,000561379
-0,039039505
-0,01311285
-0,039039505
Tab.8: AAR et CAAR de la STB autour de la date d'annonce de l'événement
0 date d’annonce
Les résultats affichés montrent que tous les rendements anormaux moyens sont négatifs
mais non significatifs, à l’exception du 4ème, 6ème et 14ème mois qui suivent l’annonce.
Par ailleurs, la valeur absolue des AAR calculés n’excède pas 0,40% (contre 0,15% pour les
banques américaines) tout le long de la fenêtre événementielle.
Les rendements anormaux moyens cumulés s’avèrent aussi négatifs mais non significatifs
durant tout la période événementielle, avec une valeur absolue n’excédant pas 0,8% (contre
0,56% pour les banques américaines).
Conclusion
Cet essai apporte une modeste contribution à la recherche scientifique en ce qui a trait
à l’impact des opérations de regroupements bancaires pour les actionnaires des banques
acquéreuses.
Notre étude porte sur un échantillon de 36 banques américaines inscrites au NYSE, qui
ont procédé à des opérations de consolidation au cours de l’année 2003. Compte tenu des
expériences antérieures, nous supposons qu’il existe une divulgation informelle de
l’information durant le mois qui précède l’annonce officielle de l’opération. La mesure des
rendements anormaux moyens et rendements anormaux moyens cumulés s’étale du mois
précédant l’annonce officielle jusqu’à 18 mois après. Cette méthodologie nous permet de
vérifier jusqu’à quel point les gains/pertes enregistrés lors de l’annonce du regroupement sont
maintenus pendant la période post regroupement.
23
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Par ailleurs, la significativité des rendements anormaux est mesurée selon deux
méthodes : l’écart type en série temporelle et l’écart type en coupe instantanée.
Les résultats empiriques que nous obtenons infirment l’hypothèse de création de
richesse pour les actionnaires de la banque acquéreuse suite à une opération de
rapprochement.
Concernant les facteurs déterminants de la réaction du marché, nous avons constaté
une baisse inévitable et significative des rendements anormaux moyens cumulés et ce
indépendamment des caractéristiques des initiatrices, une relation positive et significative
entre la taille de la banque acquéreuse et sa performance boursière, une réaction défavorable
du marché lorsque le rapprochement s’effectue entre banques appartenant à des Etats
différents, et enfin une détérioration de la performance lorsque la banque acquéreuse procède
à plusieurs opérations de fusions au moment de l’acquisition.
Les résultats retrouvés concordent avec ceux de Loughran et Vijh (1997) et Rau et
Vermaelen (1998). Notons toutefois qu’il n’existe pas de consensus sur les motifs dominants
comme nous l’avons vu ci-dessus.
Enfin, nous avons essayé de donner un aperçu sur la fusion absorption opérée par la STB
sur la BDET et BNDT, et de vérifier la concordance des résultats de l’impact de cette
opération sur la richesse des actionnaires, avec les résultats retrouvés sur le marché bancaire
américain. La principale conclusion commune aux deux cas est la suivante : l’annonce d’une
opération de groupement bancaire n’est pas source de création de richesse pour les
actionnaires de la banque initiatrice.
Notre étude ouvre la voie à deux avenues de recherche importantes :
En premier lieu, il serait intéressant d’étudier l’impact des opérations de rapprochement
sur la performance économique et opérationnelle de la banque acquéreuse. Dans ce sens, il
serait judicieux de mesurer l’impact de ces transactions sur les cash flows futurs de la banque
initiatrice.
En second lieu, il serait intéressant de connaître les caractéristiques de la banque cible de
ces groupements, qui influencent les performances économique et boursière de la banque
acquéreuse.
24
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