L’EXPOSITION AU RISQUE DE CHANGE ET LES … · 3 2. L’exposition au risque de change des...

L’EXPOSITION AU RISQUE DE CHANGE ET LESDETERMINANTS DE LA COUVERTURE : LE CAS

FRANCAIS.

SALMA MEFTEH & MONDHER BELLALAH

Resume. Cet article examine si la valeur d’une entreprise exportatrice

francaise est affectee par les fluctuations contemporaines et retardees du

taux de change. En se basant sur un echantillon de 100 entreprises expor-

tatrices francaises, l’etude trouve que 22% des entreprises connaissent une

exposition economique significative aux fluctuations de change du mois

precedent et ce pour la periode allant de janvier 1996 a decembre 1998.

L’etude examine aussi si l’exposition au risque de change est expliquee par

le niveau des operations a l’international ainsi que par des variables que

la theorie considere comme significatives dans la justification de l’activite

de couverture.

1. Introduction

Le risque de change economique est le risque que les fluctuations du taux

de change affectent, d’une facon defavorable, les cash flows futurs de long

terme et par consequent la valeur de l’entreprise. Il est mesure si on se refere

a Adler et Dumas (1984), Jorion (1990) par la variance de la valeur reelle

de l’entreprise suite aux fluctuations non anticipees des cours des devises.

“La valeur de l’entreprise est sa valeur de marche ou economique egale a la

somme des flux de liquidites nets actualises a l’infini. La perte ou le gain

de change mesure de facon economique est la difference entre les valeurs

actuelles nettes, exprimees dans la monnaie de reference, calculees avant et

apres les fluctuations non anticipees des taux de change.”1

L’hypothese que les taux de change affectent la valeur de la societe et

par consequent le cours de son action est retenue par les economistes, les

Salma MEFTEH, CEREG, Universite Paris-Dauphine, Paris, France

Fax n◦ : 01 44 05 40 23, e-mail : [email protected]

Mondher Bellalah, Professeur a l’universite de Paris Dauphine et de Cergy-Pontoise.1Fontaine P., Gestion financiere internationale, ed Dalloz

1

2 SALMA MEFTEH & MONDHER BELLALAH

analystes financiers et les managers de l’entreprise. Les etudes menees sur la

relation entre les variations du taux de change et les cours boursiers abou-

tissent cependant a des resultats controverses. Certaines trouvent que les

fluctuations des taux de change n’ont pas un impact significatif sur les ren-

dements des investissements tandis que d’autres etudes detectent une relation

significative. Ce manque de conclusions empiriques claires necessite encore

plus de recherche.

La presente etude traite le cas des entreprises exportatrices francaises. En

effet, le cas europeen sollicite une attention particuliere surtout apres le pas-

sage a l’euro. Si le risque de change a disparu dans la zone euro depuis

l’avenement de l’euro, il persiste vis a vis des autres zones geographiques du

globe et presente de multiples facettes. Il est donc interessant d’etudier l’ex-

position au risque de change avant et apres le passage a L’euro. (Toutefois,

nous interessons au cas particulier du marche francais et non pas a toute

l’union europeenne. Ce choix est justifie par le fait que dans le deuxieme

partie de l’article, nous interessons aux determinants de la couverture du

risque de change). Nous conduisons aussi une analyse transversale des de-

terminants de l’exposition au risque de change. Nous relions le coefficient de

l’exposition estime aux caracteristiques de l’entreprise meme (le niveau des

operations a l’international) ainsi qu’aux variables que la theorie considere

comme significatives dans la justification de l’activite de couverture. En effet,

Smith et Stulz (1985), Mayers et Smith (1987) et Smith (1996) montrent que

les entreprises non financieres gerent leurs risques dans le but de resoudre le

probleme d’agence de la dette, de reduire les couts de la detresse financiere et

de coordonner les decisions d’investissement et de financement. Les resultats

montrent que les entreprises disposant de faible liquidite et les entreprises

fortement endettees sont moins exposees aux fluctuations de change.

Le reste de cet article s’organise comme suit. La section 2 s’interesse a

la relation entre les fluctuations du taux de change et les rendements des

actions des entreprises exportatrices francaises. La description des donnees

et les resultats empiriques sont contenus dans la meme section. La section 3

explore les determinants de l’exposition. Enfin, la section 4 conclue l’article.

3

2. L’exposition au risque de change des entreprises

exportatrices francaises

Les recherches concernant l’exposition economique d’une entreprise au

risque de change reconnaissent l’impact des variations de taux de change

sur les flux monetaires des entreprises ainsi que sur les taux d’actualisation

de ces flux monetaires. Puisque les modeles de determination de la valeur

d’une entreprise sont bases principalement sur ces deux variables, la valeur

des entreprises definie par la valeur marchande de leurs titres sur les mar-

ches boursiers devrait etre affectee par les fluctuations de taux de change.

La relation entre les fluctuations du taux de change et les rentabilites des

actions a fait l’objet de plusieurs etudes empiriques. Toutefois, les resultats

sont divergents.

Jorion (1990) teste un modele pour 287 multinationales americaines sur

la periode de 1971 a 1987. Il trouve une difference transversale significative

dans l’exposition au risque de change des entreprises. Toutefois, la mesure

de l’exposition employee (la sensibilite du rendement de l’action a la varia-

tion du taux de change) n’est pas statistiquement differente de zero d’une

facon significative. Seulement 15 parmi 287 entreprises ont une variance de

rendement correlee d’une facon significative au taux de change sur la periode

d’etude.

Bodnar et Gentry (1993) testent l’hypothese de la variation de l’exposi-

tion au risque de change en travers les industries pour trois pays differents :

Canada, le Japon et les Etats Unis. Premierement, ils rapportent que 30

% des industries dans les pays etudies ont une exposition significative aux

mouvements du taux de change. Deuxiemement, en utilisant des variables

iteratives, ils testent si l’exposition au taux de change differe selon le type de

l’activite : importation ou exportation. Leurs resultats confirment les conclu-

sions theoriques stipulant qu’une depreciation (appreciation) de la monnaie

nationale affecte negativement (positivement) les industries importatrices

(exportatrices). Ceci prouve l’importance de la prise en compte des caracte-

ristiques specifiques a l’entreprise lors de la mesure de l’exposition au risque

de change. Leurs resultats suggerent aussi que l’impact des mouvements du


taux de change sur les rendements de l’industrie est plus important au Ca-

nada et au Japon qu’aux Etats Unis ; ce qui confirme le fait que les taux

de change ont un effet plus important sur les economies ouvertes et les plus

orientees sur l’international.

Bodnar et Bartov (1994) affirment que pour determiner une relation signi-

ficative entre la valeur de l’entreprise et l’evolution du taux de change, il faut

s’interesser a un echantillon d’entreprises ayant le meme signe d’exposition

(c’est a dire toutes les entreprises etudiees beneficient soit de la depreciation,

soit de l’appreciation de leur monnaie nationale).2 Cependant, ils ne trouvent

pas une correlation significative entre le rendement de l’action et les mouve-

ments du dollar de la meme periode. Ils testent aussi l’hypothese portant sur

l’idee que le marche prend du temps pour incorporer toutes les implications

du taux de change dans les prix des actions. Les resultats suggerent qu’il y

a un effet retard significatif. En d’autres termes, les fluctuations du taux de

change ont un impact significatif sur le rendement anormal des actions des

periodes futures.

Donnelly et Sheehy (1996) se basent sur un echantillon des plus grands

exportateurs canadiens (qui ont un taux d’exportation d’au moins 40%)

pour etudier l’hypothese en question. Leur analyse a detecte une relation

contemporaine negative entre le taux de change et la valeur des entreprises

exportatrices. L’effet retard est toutefois non significatif.

Chow, Lee et Solt (1997) testent un modele pour 213 multinationales ame-

ricaines. Ils constatent que les differences transversales dans l’exposition au

risque de change sont correlees d’une facon statistique significative a la taille

de la firme. Mais, contrairement a Jorion (1990), ils trouvent une relation

non significative entre le niveau d’exposition au risque de change et le taux

2Bodnar et Bartov (1994) choisissent les entreprises ayant des gains ou des pertes a

l’etranger significatifs (plus de 5% du benefice avant impot provient des operations a

l’etranger) sur une periode de 3 a 5 ans anterieurs a l’annee 1987. Puis et pour avoir un

echantillon homogene en terme du signe de l’exposition, ils imposent qu’au moins 75% des

ajustements au taux de change reportes soient negativement correles au variation de la

valeur du dollar.

5

d’exportation. Ils concluent que les entreprises reussissent dans la couverture

des variations du taux de change de court terme.

He et Ng (1998) examinent l’exposition des multinationales japonaises au

risque de change. En se basant sur les resultats de Amihud (1993) et de

Bartov et Bodnar (1994) qui trouvent que les changements retardes et non

contemporains sur le dollar peut expliquer cherchent a savoir si la valeur des

multinationales japonaises est affectee par les changements de taux de change

et si les changements de taux de change retardes ont un certain pouvoir ex-

plicatif sur les rendements courants des actions. Ils utilisent un echantillon

comprenant 171 multinationales japonaises entre janvier 1979 et decembre

1993. Leurs resultats indiquent qu’approximativement 25% des entreprises

etudiees connaissent economiquement une exposition significative au taux

de change. Contrairement aux resultats des etudes americaines, les resultats

de He et Ng (1998) ne montrent pas que les taux de change retardes ont un

pouvoir explicatif.

Il est a noter que lors de l’etude des effets des mouvements du taux de

change sur les prix des actions, la recherche est souvent confrontee a un pro-

bleme. Il est possible que l’entreprise a deja adopte une strategie de couver-

ture. En effet, les entreprises peuvent theoriquement couvrir leur exposition

au taux de change entraınant ainsi une correlation nulle entre le prix des

actions et le taux de change. Ce probleme est mentionne dans la majorite

des etudes empiriques mais il est difficile a traiter vu que seulement peu

d’entreprises revelent leur position de couverture.

Mahar et Huffman (2001) testent l’hypothese portant sur la relation entre

les rendements mensuels anormaux des actions et les fluctuations mensuelles

de l’indice du taux de change en rapport avec l’utilisation des derives de

taux de change. Ils montrent que l’effet retard est surtout observe chez les

entreprises qui utilisent peu de derives et que l’exposition au taux de change

diminue avec l’utilisation des instruments derives.

D’apres le resume, qui vient d’etre avance, des etudes precedentes portant

sur l’exposition au risque de change, il s’avere donc que les resultats sont


divergents. Nous essayons de traiter, dans ce qui suit, le cas des entreprises

exportatrices francaises.

2.1. Les fluctuations du taux de change et les rendements des ac-

tions. En nous basant sur un echantillon d’entreprises exportatrices fran-

caises, nous testons l’hypothese suivante :

Hypothese : il existe une relation significative entre les rendements men-

suels des actions des entreprises exportatrices et les fluctuations mensuelles

de l’indice du taux de change.

Nous commencons par presenter la methode adoptee pour mesurer l’expo-

sition au taux de change et puis nous decrivons l’echantillon d’etude et les

variables de mesure.

2.1.1. La mesure de l’exposition au risque de change. La mesure de l’expo-

sition au taux de change est une voie de recherche qui attire l’attention des

financiers. La litterature a presente trois methodes.

a. Un modele a deux facteurs

Il s’agit d’une version a deux facteurs du modele de l’APT (Asset Pricing

Theory) de Ross (1976). Ce modele implique une relation lineaire entre les

revenus esperes (en exces par rapport au taux sans risque) et la sensibilite

au risque de marche et aux fluctuations du taux de change.

E(Ri) = δ0 + δ1βmi + δ2β

si

avec Rit = R∗it − R∗

ft. Dans ce modele, la composante du taux de change est

orthogonale au marche conformement aux hypotheses originales de l’APT.

Cette orthogonalite est essentielle pour eviter le fait que le taux de change

soit significatif dans l’explication des rentabilites parce qu’il est simplement

correle aux mouvements du marche. Dans le contexte de ce modele a deux

facteurs, l’indice du marche peut etre interprete comme une transformation

des facteurs originaux qui ne sont pas connus. Comme l’expliquent Sweeney

et Warga (1986) dans le contexte de leur modele a deux facteurs portant sur

le risque de taux d’interet, cette specification est correcte si l’effet des facteurs

omis est proche de zero. Si δs est zero, le modele se reduit au modele de Black.

Le modele peut s’interpreter comme un test du CAPM sous l’hypothese que

le facteur risque de change est non diversifiable.

b. Un modele pluri-factoriel (APT)

7

L’inconvenient du premier modele est que la sensibilite aux fluctuations du

taux de change peut etre interpretee en termes de facteurs omis, comme le

risque d’inflation qui peut etre represente par le taux de change. Ce modele

prend en compte les facteurs qui peuvent expliquer les rentabilites. Jorion

(1991) utilise une formulation comportant six facteurs identiques a ceux de

Chen, Roll et Ross (1986)3 et le taux de change comme facteur additionnel.

Jorion (1991) teste les deux modeles precedents (le modele a deux facteurs et

le modele pluri-factoriel) . Ses resultats empiriques montrent que le premier

est mieux specifie que le deuxieme.

c. Une regression

La troisieme methode consiste a mesurer l’exposition au risque de change

par des methodes statistiques en utilisant une regression. Cette methode est

la plus utilisee dans la litterature portant sur l’exposition au taux de change

des entreprises. Dumas (1978), Adler et Dumas (1980), Hodder (1982) de-

finissent l’exposition economique au taux de change par le coefficient de

la regression reliant la valeur de l’entreprise aux mouvements du taux de

change. La definition standard de l’exposition au taux de change est donc

une mesure de correlation entre la valeur de l’actif reel et la fluctuation du

taux de change reel.

Adler et Dumas (1984) notent que le concept de l’exposition est arbitraire

dans le sens ou les prix des actions et les taux de change sont determines si-

multanement. La decomposition de la valeur de l’entreprise en composantes

orthogonales n’implique pas une relation causale entre les taux de change

et les prix des actions. Il s’agit simplement d’une decomposition statistique

(comme plusieurs autres utilisees pour etudier la relation entre la valeur d’un

actif et le taux d’inflation, les taux d’interet...). Cette relation non causale

reflete le fait que les valeurs des actifs et les taux de change sont determines

simultanement par des facteurs sous-jacent dans l’economie. Malgre cette si-

multaneite possible, l’hypothese de l’equilibre partiel, stipulant que le taux

de change est exogene a l’entreprise, est justifiee pour une societe unique. En

3les six facteurs sont : la rentabilite de l’indice du marche, le taux de croissance de la

production industrielle, les series de changement du taux d’inflation, l’inflation inattendue,

les primes de risque et la structure par termes du taux d’interet.


effet, si l’entreprise represente une petite part de l’activite totale de l’econo-

mie internationale, il apparaıt que le taux de change depend largement de

facteurs autres que les actions d’une entreprise unique.

Adler et Dumas (1984) considerent que l’exposition economique au risque

de change peut donc etre mesuree en utilisant une regression simple dont

la variable expliquee est la valeur de la societe et la variable explicative est

la variation du taux de change. Mais puisque la valeur de la societe devrait

etre refletee dans le prix de ses actions, la regression peut etre estimee en

utilisant le prix de l’action de la societe comme variable dependante. Si nous

supposons que les variations des prix des actions et du taux de change sont

approximativement non anticipees, l’exposition peut donc etre obtenue a

travers cette equation :

Rit = βi0 + βixRxt + υit t = 1...T (1)

Rit est le taux de rendement de l’action de la i eme societe. Rxt est le taux

de rendement de l’indice du taux de change, mesure comme le prix de la

devise etrangere en monnaie propre du pays de l’action en etude.

Une specification alternative de (1) qui prend explicitement en compte les

fluctuations du marche est :

Rit = βi0 + βimRmt + βixRxt + εit t = 1...T (2)

Rmt est le taux de rendement du portefeuille du marche. εit est un terme

d’erreur.

Comme dans le modele du marche, ou le coefficient du portefeuille du mar-

che (l’equivalent du βim) mesure le risque de l’action de l’entreprise du aux

mouvements de l’indice du marche, βix mesure l’exposition aux fluctuations

du taux de change. Il decrit la sensibilite propre du rendement de l’action

aux changements non anticipes des taux de change. Plus precisement, βix

mesure l’exposition au taux de change independamment de l’exposition du

tout le marche.

Une appreciation de la monnaie nationale rend les biens exportes plus chers

en terme de devise etrangere, et ceci peut entraıner une baisse de la demande

etrangere du bien ou des revenus des ventes a l’etranger. Par consequent, une

appreciation de la monnaie nationale nuit aux entreprises exportatrices. Au

contraire, les entreprises importatrices tirent benefice de la depreciation de

9

la devise etrangere vu que les biens importes seront moins chers en terme

de monnaie nationale. De ce fait, le coefficient βix serait negatif pour les

entreprises importatrices et positif pour les entreprises exportatrices. Mais il

reste ambigu pour les entreprises qui importent et exportent en meme temps.

Dans ce cas, la sensibilite de la valeur de l’action aux fluctuations du taux de

change depend de l’elasticite de la demande de l’entreprise des biens importes

relativement a l’elasticite de la demande des marches etrangers des produits

de cette meme entreprise (les exportations).

Dans cette etude, nous nous recourons a cette troisieme methode. C’est a

dire notre mesure de l’exposition au risque de change se base sur l’estimation

de la regression (2).

2.1.2. La selection de l’echantillon et les variables explicatives de la regres-

sion. Notre but est de tester l’hypothese portant sur la relation entre la

rentabilite des actions et les fluctuations du taux de change pour le cas des

entreprises exportatrices francaises. Nous essayerons donc d’etudier la re-

gression (2) sur deux periodes differentes, avant et apres le passage a l’euro,

c’est a dire le 1 er janvier 1999 (date de demarrage des operations de change

en Euro). Nous estimons la regression (2) sur la periode de janvier 1996 a

decembre 1998 et puis sur la periode de janvier 1999 a decembre 2001. Nous

engageons ensuite une comparaison des resultats pour conclure sur l’effet

de l’adoption de l’Euro sur l’exposition au risque de change des entreprises

exportatrices francaises.

Nous commencons par decrire la selection de l’echantillon des entreprises

exportatrices. En nous interessant a ce type d’entreprises, nous pouvons exa-

miner les sources des differences transversales dans l’exposition au risque de

change. Nous discutons ensuite les variables explicatives utilisees pour esti-

mer le modele (2).

2.1.3. L’echantillon de l’etude. La selection des entreprises francaises se base

sur l’information concernant leurs activites a l’etranger, mesurees par le ratio

d’exportation. Ce ratio represente le montant des exportations de l’entreprise

rapporte au chiffre d’affaires total hors taxe. Jorion (1990), He et Ng (1998)

s’interessent aux entreprises disposant d’au moins 10% de leur chiffre d’af-

faires a l’exportation (ceci est du au fait qu’aux Etats Unis, les societes sont


obligees de presenter une analyse geographique de leurs operations a l’etran-

ger dans le cas ou elles presentent 10% des operations totales).4 Dans le but

de comparer nos resultats aux etudes qui ont marque le plus la litterature

sur le sujet, nous adoptons le meme critere d’echantillonnage pour les entre-

prises francaises cotees sur le marche boursier francais (premier marche et

second marche). A l’encontre de Jorion (1990) et de plusieurs autres etudes,

nous nous interessons aux groupes et non pas aux entreprises individuelles

(nous travaillons donc sur les comptes consolides et non pas sur les comptes

sociaux) parce que le cours sur le marche boursier est celui de l’action du

groupe et non pas de l’entreprise individuelle. Comme Allayannis et Ofek

(2001), nous choisissons l’echantillon en nous basant sur les rapports des

entreprises d’une annee et par la suite nous etudions l’hypothese sur une

periode de trois ans environnant l’annee du choix de l’echantillon. Une fois

la relation caracterisee, nous etudions les determinants de cette exposition

toujours sur la meme annee.

Nous procedons donc comme suit :

– l’etude de la relation entre le taux de change et la rentabilite des entre-

prises sur la periode de janvier 1996 a decembre 1998.

– l’etude du meme echantillon sur la deuxieme periode de janvier 1999 a

decembre 2001 et la comparaison des resultats avec les premieres pour

conclure sur l’effet de l’euro sur le type de relation entre la rentabilite

et le taux de change.

Les donnees utilisees dans cette etude sont extraites de la base de donnees

DIANE (DIsque pour l’Analyse Economique). La selection de l’echantillon

s’est operee selon les criteres suivants :

– etre cote sur le premier ou le second marche de la bourse de Paris au

01/01/1996 (parce que notre premiere analyse concerne la periode s’eta-

lant de janvier 1996 a decembre 1998)

– avoir un taux d’exportation minimum de 10% sur l’annee du milieu de

la periode d’etude. Autrement dit, nous choisissons les entreprises ayant

un ratio d’exportation minimum de 10% au cours de l’annee 1997.

4Financial Accounting Standard n◦14, Decembre 1976

11

Les taux de rendements mensuels sont calcules a partir des cours mensuels

fournies par Datastream.

Analyse descriptive de l’echantillon : 272 entreprises satisfont les trois criteres

de recherche de l’echantillon. Nous avons elimine les societes holdings5 et

aussi les societes dont l’objet est la prise de participation, la gestion des

valeurs mobilieres et l’administration des entreprises (codes NAF 652E et

741J). Ce type d’entreprises peut beneficier d’une diversification naturelle

des risques financiers. L’echantillon se reduit donc a 100 entreprises.

(56/100) entreprises ont un taux d’exportation superieur a 50%

(17/100) entreprises ont un taux d’exportation inferieur a 20%.

Tableau 2. La distribution des taux d’exportation pour l’echantillon.minimum q1 median q3 maximum moyenne

Le taux d’exportation en 1997 10.08% 23.43% 54.2% 73.495% 99.86% 51.04%

Le taux d’exportation en 2000 0 0 34.06% 62.65% 90.83% 35.21%

Le dernier tableau prouve que le taux d’exportation a diminue en passant de

l’annee 1997 a 2000.

En examinant le niveau des exportations en 2000, il s’avere que (30/100)

ont un taux d’exportation egal a 0%. Ces memes entreprises ont un taux

d’exportation moyen en 1997 egal a 55.78%. Ceci confirme le fait que la

notion de l’exportation est disparue dans la zone euro. Des entreprises qui

sont fortement exportatrices avant 1999 ne le sont plus maintenant si leur

exportation se concentrait totalement sur le marche europeen.

2.1.4. Les facteurs economiques de l’exposition : les variables explicatives de

la regression. Dans cette etude, nous utilisons deux facteurs economiques

pour expliquer la rentabilite des actions : (1) les facteurs associes au risque

du marche (le rendement du portefeuille du marche) et (2) le facteur risque

de change.

Lors du choix de l’indice du marche, on est souvent confronte a la difficulte

de trouver un indice de marche purement domestique. Dans la majorite des

5Une societe holding est par definition, une societe qui detient un nombre important

de participations dans d’autres societes dans le but d’exercer un controle politique sur ces

societes. Une societe holding ne dispose donc pas d’une activite commerciale ou industrielle

proprement dite.


etudes passees, le risque de marche est represente par un indice de mar-

che forme d’actions national ; les poids de ponderation est la capitalisation

du marche.Toutefois, cet indice peut etre largement determine par des entre-

prises impliquees dans les activites l’etranger (multinationales, exportatrices,

importatrices...) et dans la majorite des cas, ce sont les multinationales qui

ont la capitalisation la plus importante. Tout ceci rend difficile de separer

l’influence des facteurs purement domestiques des facteurs internationaux.

Pour contourner ce probleme, Diermeier et Solnik (2000), dans le but de pre-

senter un modele d’evaluation globale des titres (en prenant en compte les

facteurs internationaux, les facteurs domestiques et les facteurs de l’evolution

des taux de change), ont essaye de creer un indice domestique different de

l’indice national. Ils ont construit un portefeuille d’entreprises dont les acti-

vites sont principalement domestiques. Toutefois, Adler et Dumas (1984) ont

montre que memes les entreprises purement domestiques sont exposees aux

fluctuations du taux de change. Donc, le facteur de taux de change depasse

les facteurs geographiques pour toucher a toute l’economie. Pour ces raisons,

le portefeuille du marche sera presente dans notre cas par l’indice CAC 40

de la bourse de Paris. Tel choix est justifie par le fait que le CAC est forme

par les 40 plus grandes societes sur le marche financier francais. Il est donc

capable de reproduire les mouvements sur ce marche. Les valeurs mensuelles

de cet indice sont fournies par Datastream permettant ainsi de calculer les

rentabilites mensuelles correspondantes.

Le risque de change est represente par le rendement d’un indice de taux de

change (trade-weighted exchange rate index). Comme Jorion (1990, 1991),

Bodnar et Gentry (1993), Bartov et Bodnar (1994) et He et Ng (1998), nous

utilisons un indice de change pour representer le risque de taux de change.

Il s’agit d’une mesure de la valeur d’une devise (ici le franc ou l’euro) contre

un panier d’autres devises relativement a une date de base. C’est le taux

de change moyen pondere du franc vis a vis les monnaies des principaux

pays avec lesquels la France a des relations commerciales. Les ponderations

retenues etant celles utilisees pour le modele de taux de change du fonds

monetaire international. Nous utilisons deux indices de taux de change. Le

premier est valable pour la premiere periode. Il represente le prix en franc

d’une unite de devise etrangere. Le second, valable pour la deuxieme periode,

13

represente le prix en Euro d’une unite de devise etrangere. Les valeurs de

ces indices sont fournies par Datastream ; ce qui nous permet de calculer les

rentabilites correspondantes.

2.2. Les resultats de la regression 2. La regression (2) est estimee en

utilisant les rentabilites des actions de l’echantillon forme par des entreprises

cotees sur le marche boursier francais et dont le taux d’exportation minimum

est de 10% minimum sur l’annee 1997. Nous commencons tout d’abord par

estimer la regression (2) sur la periode de janvier 1996 a decembre 2001 puis

sur chacun des deux sous periodes : de janvier 1996 a decembre 1998 et

de janvier 1999 a decembre 2001. Les estimations sont faites a l’aide de la

methode des moindres carrees ordinaires en utilisant Matlab.

Les resultats de l’estimation de la regression (2) peuvent etre recapitules

dans le tableau 4.6

Tableau 4. Distribution des coefficients d’exposition au risque de change(βix

)pour les 100 entreprises sur les differentes periodes.

Le tableau reporte les quartiles des βix, resultats du modele suivant : Rit = βi0+βimRmt+

βixRxt+εit avec Rit est le taux de rendement de l’action de la i eme societe. Rxt est le taux

de rendement de l’indice du taux de change. Rmt est le taux de rendement du portefeuille

du marche. εit est un terme d’erreur.

mois : annee Min q1 median q3 Max moyenne

01 :1996-12 :2001 −5, 3008∗ -1,23445 -0,1058 1,14885 13,2337 0.136703

01 :1996-12 :1998 −6, 5482∗ -2.18017 -0.05755 1.5647 5, 5721∗ -0.09254

01 :1999-12 :2001 -3,3223 -0,46172 0,06745 0,648225 6, 2523∗ 0,152716

* significatif au niveau de 5%.

Le tableau 4 presente la distribution transversale des βix des 100 entreprises,

comme definis dans la regression (2) pour toute la periode (’full period’) et

pour les deux sous periodes. Il reporte les quartiles et la moyenne des valeurs

de βix.

2.2.1. L’estimation de la regression (2) pour la deuxieme periode. Pour la

deuxieme periode de janvier 1998 a decembre 2001, nous avons teste la re-

gression(2) en utilisant en premier lieu l’indice du franc comme variable ap-

proximative du risque de change et puis l’indice de l’euro. Les resultats des

6Nous avons effectue les tests d’autocorrelation des erreurs en utilisant le test de Durbin

et Weston. Les resultats montrent que les residus ne sont pas autocorreles.


deux estimations sont differents. Ils montrent que le nombre des coefficients

significatifs est moins important lorsque nous utilisons l’indice du franc. Il

faut juste noter que les actions exposees significativement aux fluctuations

de l’indice du franc sont aussi exposees significativement aux mouvements

de l’indice de l’euro. Nous pouvons donc conclure qu’il y a plus d’entreprises

exposees aux mouvements de l’indice de l’euro que de l’indice du franc. Apres

la date du demarrage des operations du change en euro, les entreprises sont

plus exposees aux fluctuations de l’euro et leurs transactions sont plutot

libellees en cette monnaie.

Tableau 5. Le nombre des βix significatifs sur la periode 1999-2001.Le tableau reporte le nombre de βix significatifs au niveau de 10% estimes par la regression

suivante : Rit = βi0 +βimRmt +βixRxt + εit avec Rit est le taux de rendement de l’action

de la i eme societe. Rmt est le taux de rendement du portefeuille du marche. εit est un

terme d’erreur. Dans un premier temps, Rxt est represente par l’indice du franc. Puis, il

est presente par l’indice de l’euro.

L’indice de change Nombre βix significatif

indice du franc 9

indice de l’euro 14

2.2.2. Interpretation des resultats des estimations. Les resultats de l’esti-

mation de la regression (2) necessitent une certaine interpretation en ce qui

concerne le signe de l’exposition, les caracteristiques des entreprises exposees

significativement au risque de change et enfin le pourcentage des entreprises

ayant des coefficients d’exposition significatifs.

a. Le signe de l’exposition

Comme nous l’avons deja avance dans la section precedente, les entreprises

exportatrices beneficient theoriquement de la depreciation de sa monnaie

propre et donc de l’appreciation de l’indice du taux de change. Cependant

si nous nous interessons aux coefficients significatifs dans les deux periodes,

nous remarquons que le nombre des betas negatifs est superieur a celui des

betas positifs. Bien que le taux d’exportation est considerable (superieur a

50% en moyenne), certaines entreprises ont un coefficient d’exposition nega-

tif. Ces entreprises subissent donc un effet inverse lors de l’appreciation de

l’indice du taux de change (indice du franc et indice de l’euro). Ceci peut

s’expliquer par le fait que les entreprises importent aussi de l’etranger. Ca

15

peut etre aussi le cas ou l’entreprise exporte en sa monnaie propre mais im-

porte en devise ou que l’entreprise detient des filiales a l’etranger faisant en

sorte que l’appreciation de l’indice de change beneficie a l’entreprise. Du fait

qu’une decomposition fine des differentes operations de l’entreprise a l’etran-

ger n’est pas disponible, nous sommes incapables de decrire minutieusement

et exactement le type de l’exposition au risque de change.

b. Comparaison des resultats

Les resultats de l’estimation de la regression (2) nous permettent de re-

presenter le tableau 6 portant sur le nombre des betas significatifs.

Tableau 6. Le nombre des βix significatifs sur les deux periodes :

01 :1996-12 :1998 et 01 :1999-12 :2001.Le tableau reporte le nombre de βix significatifs au niveau de 5% et 10% estimes par la

regression suivante : Rit = βi0 + βimRmt + βixRxt + εit avec Rit est le taux de rendement

de l’action de la i eme societe. Rxt est la rentabilite de l’indice de change. Rmt est le taux

de rendement du portefeuille du marche. εit est un terme d’erreur.

mois : annee indice du change n. βix sign. 5% n. βix sign. 10% n. total moyenne R2

01 :1996-12 :1998 indice du franc 5 8 8% 21,51%

01 :1999-12 :2001 indice de l’euro 7 14 14% 14%

Le tableau 6 montre que le nombre des βix significatifs, c’est a dire le nombre

d’entreprises exposees significativement au risque de change augmente en

passant de la premiere periode a la deuxieme periode. Ceci peut reveler le

fait que l’exposition s’est amplifiee suite au passage a l’euro. Les entreprises

exposees au risque de change dans la deuxieme periode ont un taux d’expor-

tation eleve. Ceci montre que pour ces entreprises, les exportations vont aux

pays autres que ceux de la zone euro puisque la vente dans cette zone n’est

plus consideree comme exportation.

c. Le nombre des βix significatifs

Mis a part l’impact de l’euro sur l’exposition au risque de change, il est clair

que les pourcentages des coefficients significatifs ne sont pas importants.

Tableau 7. Le nombre des βix significatifs.

Le tableau reporte le nombre de βix significatifs au niveau de 5% et 10% estimes par la

regression suivante : Rit = βi0 + βimRmt + βixRxt + εit avec Rit est le taux de rendement

de l’action de la i eme societe. Rxt est la rentabilite de l’indice de change. Rmt est le taux

de rendement du portefeuille du marche. εit est un terme d’erreur.


mois : annee indice du change n. βix sign. 5% n. βix sign. 10% total

01 :1996-12 :2001 indice du franc 3 8 8%

01 :1996-12 :1998 indice du franc 5 8 8%

01 :1999-12 :2001 indice de l’euro 7 14 14%

Ces resultats sont similaires a ceux reportes dans les etudes anterieures.

Jorion (1990) trouve que seulement 15 parmi 278 (5.39%) entreprises ayant

un taux d’exportation minimum de 10% sur la periode de janvier 1971 a

decembre 1987 ont des coefficients d’exposition significatifs. En utilisant des

donnees relatives aux 32 plus larges exportateurs americains sur la periode

1979 au 1988, Amihud (1994) ne trouve pas une relation significative entre

les fluctuations du taux de change et les rentabilites des actions. Bartov et

Bodnar (1994) montrent qu’il n’y a pas de correlation entre les rendements

anormaux de 208 entreprises ayant des affaires a l’etranger et les fluctuations

du dollar sur la periode 1978 a 1990. He et Ng (1998) trouvent qu’environ 25%

d’un echantillon de 171 entreprises japonaises ayant un ratio d’exportation

minimum de 10% sur la periode 1979 a 1993 sont exposees positivement et

significativement aux fluctuations du Yen.

D’autres etudes ont, cependant analyse l’exposition au taux de change

des branches industrielles. Bodnar et Gentry (1993) trouvent que seulement

peu d’industries au Canada, Japan et aux Etats Unis ont une exposition

exposition significative au taux de change durant la periode de 1979 a 1988.

En particulier, 9 sur 39 industries americaines et 5 sur 20 industries japo-

naises sont significativement exposees au taux de change. Allayannis (1995)

indique qu’une exposition significative au taux de change est masquee au

niveau industriel.

Cette illustration montre que nos resultats sont comparables a ceux des

etudes anterieures conduites sur d’autres marches. Le fait que peu d’en-

treprises exportatrices disposent d’une exposition significative au taux de

change n’implique pas que les entreprises exportatrices sont insensibles au

risque de change. Gendreau (1994) trouve qu’il est inconcevable que cette

relation entre le taux de change et les rentabilites des actions detectee dans

les etudes empiriques implique que les variations du change n’ont pas d’effet

sur les rendements des actions des entreprises exportatrices.

La question qui merite d’etre posee est : quelles sont les causes qui font

que le coefficient d’exposition au risque de change n’est (statistiquement)

17

significatif que pour un faible pourcentage d’entreprises exportatrices malgre

le lien logique entre la rentabilite de ce type d’entreprises et les mouvements

du taux de change ?

2.3. Des specifications alternatives. La robustesse des resultats trouves

par l’estimation de la regression (2) sera examinee a travers d’autres specifi-

cations de l’etude. Nous commencons par etudier l’effet du choix d’un autre

portefeuille de marche pour representer le risque du marche. Nous examinons

ensuite l’effet retard propose par Bartov et Bodnar (1994).

2.3.1. Le choix du portefeuille du marche. L’explication des rendements des

actions par les fluctuations du taux de change et le risque du marche pose le

probleme du choix du portefeuille du marche. Dans cette sous section, nous

cherchons a tester la robustesse des resultats en utilisant un autre indice du

marche : le SBF 120.

L’estimation de la regression (2), en utilisant ce deuxieme indice, donne des

resultats similaires a ceux obtenus lorsque nous avons represente le porte-

feuille du marche par le CAC 40. Le tableau 8 presente la distribution des

coefficients d’exposition au risque de change.

Tableau 8. Distribution des coefficients d’exposition au risque de change βix

des entreprises exportatrices francaises quand l’indice du marche est le SBF

120.

Le tableau reporte les quartiles des βix, resultats de l’estimation du modele suivant :

Rit = βi0 + βimRmt + βixRxt + εit ; avec Rit est le taux de rendement de l’action de la i

eme societe, Rxt est le taux de rendement de l’indice du taux de change, Rmt est le taux

de rendement du portefeuille du marche, εit est un terme d’erreur.

mois : annee Min q1 median q3 Max moyenne

01 :1996-12 :2001 −5, 2101∗ -1,1231 -0,0621 1,13875 13,2174 0.146

01 :1996-12 :1998 −6, 5357∗ -1.7528 0.15705 1.6657 5, 7196∗ 0.0838

01 :1999-12 :2001 -3,1674 -0,459 0,099 0.609075 6, 2544∗ 0.1555

Il est donc clair que la distribution des coefficients sur les trois periodes est

pratiquement identique a celle trouvee lorsque l’indice du cac 40 a ete utilise

(Tableau 4). Ceci est valable meme si nous comparons les deux series de betas

(calcules respectivement en utilisant CAC40 et SBF 120). Nos resultats de

base sont donc insensibles au choix du portefeuille de marche.


2.3.2. L’effet retard des fluctuations du taux de change. Il peut s’ecouler un

certain temps avant que les investisseurs ne prennent pleinement conscience

des effets d’une evolution des taux de change sur la valeur de marche d’une

entreprise. Il peut donc exister un decalage temporel entre la survenance

d’une fluctuation des changes et ses effets sur la valeur de marche d’une en-

treprise. Bartov et Bodnar (1994) suggerent que les investisseurs apprennent

graduellement l’impact total des changements du taux de change sur la valeur

de la societe au fur et a mesure qu’une nouvelle information arrive. L’effet des

fluctuations des taux de change ne se repercute pas toujours immediatement

sur la valeur de marche de l’entreprise. Bartov et Bodnar (1994) proposent

ainsi la prise en compte des changements retardes des taux de change en plus

des effets contemporains lors de l’etude de la relation entre la rentabilite des

actions et la variation du taux de change. Nous testons alors cette hypothese

en estimant l’extension suivante du modele (2) :

Rit = βi0 + βimRmt + βix1Rxt +3∑

j=1

βix(−j)Rx(t−j) + µit i = 1...N (3)

ou trois retards des changements mensuels du taux de change est ajoute.

Rxt−j est le taux de rendement de l’indice du taux de change j mois passes.

La regression (3) est estimee pour le meme echantillon sur les deux periodes

de l’etude. Le tableau qui suit presente le nombre des coefficients d’exposition

significatifs en considerant les differents retards.

Tableau 9. Le nombre des βix significatifs.

Le tableau reporte le nombre de βix significatifs au niveau de 10% estimes par la regression

suivante : Rit = βi0 + βimRmt + βix1Rxt +∑3

j=1 βix(−j)Rx(t−j) + µit avec Rit est le taux

de rendement de l’action de la i eme societe. Rxt est la rentabilite de l’indice de change.

Rmt est le taux de rendement du portefeuille du marche. εit est un terme d’erreur.

βix βix(−1) βix(−2) βix(−3)

01 :1996-12 :2001 10 17 6 6

01 :1996-12 :1998 11 22 19 10

01 :1999-12 :2001 13 16 8 6

Nous pouvons conclure a travers le dernier tableau que pour la periode entiere

et les deux sous periodes, le plus grand pourcentage des betas significatifs

est celui calcule par rapport aux rentabilites du taux de change avec un

retard de 1 mois. Nous pouvons donc confirmer la proposition de Bartov

19

et Bodnar (1994). He et Ng (1998) reportent que seulement 6 parmi 171

entreprises ont des coefficients d’exposition significatifs aux mouvements de

taux de change avec un mois de retard ; cependant, 25% de l’echantillon

sont significativement exposees aux fluctuations contemporaines de l’indice

de change. Nydhal (2000) montre aussi que l’effet retard n’est pas significatif

pour le cas d’entreprises suedoises.

Pour la periode de janvier 1999 a decembre 2001, l’effet retard n’est plus

relativement significatif a partir du deuxieme mois. Les fluctuations du taux

de change se repercutent donc immediatement ou avec un retard d’un mois.

Ceci peut s’expliquer par le fait que dans cette periode de passage a l’euro,

toutes les attentions sont concentrees sur les effets de cette nouvelle monnaie

sur les valeurs des actifs financiers et les commerces a l’exterieur.

Nous pouvons donc affirmer que pour le cas de notre echantillon, il y a un

effet retard d’un mois. Ceci se voit pour la periode entiere et les deux sous

periodes ou le pourcentage des entreprises exposees significativement (au

taux de 5% et 10%) est plus eleve si nous comptons pour l’effet retard d’un

mois.

2.3.3. A quoi peut-etre due la relation faible entre la rentabilite des actions

et les fluctuations des taux de change. .

Bien que nous avons teste le modele en utilisant differentes specifications,

le pourcentage des entreprises ayant des coefficients d’exposition significatifs

reste pas tres important. Toutefois, et comme il a ete avance, ces pourcen-

tages se situent dans la meme fourchette que ceux des etudes precedentes.

Le fait qu’un faible pourcentage d’entreprises soient exposees significative-

ment au taux de change n’implique pas que les fluctuations de change n’ont

pas d’effet sur la performance des entreprises exportatrices. Nous essayons

dans ce qui suit d’avancer quelques raisons pouvant expliquer nos resultats.

(1) L’analyse par des regressions suppose que l’exposition de la firme est

constante et lineaire a travers la periode de trois ans (et de six ans

si on s’interesse a la periode entiere). Cependant, ces hypotheses ne

sot pas imposees par la theorie et peuvent etre empiriquement non

appropriees.


(2) Dans les regressions precedentes, les indices du taux de change ont

ete utilises pour capturer les fluctuations de la devise. Ceci est en

accord avec les etudes anterieures (Jorion (1990, 1991) ; Bodnar et

Gentry (1993) ; Bartov et Bodnar (1994) ; He et Ng (1998) etc). Bien

que l’indice du taux de change soit approprie pour la detection des

mouvements effectifs des devises, il ne l’est pas forcement pour une

entreprise a part. Une entreprise individuelle peut etre exposee a une

devise unique sans etre affectee par les fluctuations de l’indice du

taux de change. Il est interessant de construire un indice du taux de

change valable pour chaque entreprise a part tout en se basant sur

des informations specifiques a l’entreprise comme la diversification

des exportations, les devises de facturation etc. Malheureusement,

de telles informations ne sont pas disponibles pour un grand nombre

d’entreprises. Ce qui empeche d’etudier la relation entre le rendement

d’une action et les mouvements de change pour chaque entreprise a

part.

(3) L’entreprise peut avoir des activites diversifiees ou des exportations

a differents pays eliminant de ce fait une grande partie du risque de

change. D’apres la theorie de portefeuille, la diversification diminue

le risque et augmente la rentabilite.

(4) L’entreprise exportatrice peut avoir aussi recours a des activites d’im-

portation dont le type d’exposition est inverse a celui des activites

d’exportation, creant de ce fait une compensation naturelle des deux

types d’exposition.

(5) La quatrieme raison que nous considerons pertinente dans l’expli-

cation des resultats trouves se base sur les strategies de gestion du

risque de change adoptees par les entreprises en question. En effet,

les entreprises peuvent gerer leur risques financiers en adoptant des

strategies de couverture ou en ajustant leur politiques d’exploitation.

Theoriquement, ces entreprises peuvent eliminer une grande partie

de leur risque. Par consequent, la correlation entre leur valeur et les

taux de change sera faible ou nulle.

21

3. Les determinants de l’exposition au risque de

change

Jorion (1990) relie l’exposition au risque de taux de change au niveau

des affaires a l’etranger mesure par le ratio d’exportation. Les resultats

confirment l’hypothese que cette exposition est positivement reliee au ra-

tio de ventes a l’etranger. D’autres etudes ont essaye d’expliquer l’exposition

au taux de change par le niveau d’exportation et l’utilisation des derives de

taux de change. Nydahl (1999) relie l’exposition estimee aux variables sui-

vantes : le niveau d’exportation, le ratio des actifs libelles en devise etrangere

sur le total des actifs, le ratio des salaires des employes dans les pays etran-

gers sur le total des salaires payes et le ratio de la valeur de la couverture

(materialisee par la valeur des derives de change utilises) sur le total des

actifs. Ses resultats montrent que seuls le niveau d’exportation et le niveau

de la couverture ont un impact significatif (respectivement positif et negatif)

sur l’exposition au risque de change. Allayannis et Ofek (2001) expliquent

l’exposition au risque de change par le niveau de l’exportation et par l’utili-

sation des derives de taux de change representee par le ratio de la valeur des

derives sur total des actifs. Leurs resultats montrent que les deux variables

ont un impact significatif sur l’exposition estimee.

En ce qui concerne le cas francais, les informations sur l’utilisation des

derives et les strategies de couverture adoptees par les entreprises ne sont

importantes ni en terme quantitatif ni qualitatif. De plus, l’utilisation des

derives n’est qu’un moyen alternatif de la gestion des risques. Une entreprise

exposee au risque de change peut par exemple gerer son risque a travers

l’adaptation de son activite de production. Elle peut choisir d’autres four-

nisseurs et d’autres marches en fonction de l’evolution du taux de change.

Pour ces deux raisons, nous allons essayer de voir si l’exposition au risque

de change estimee 7 dans la section precedente peut etre expliquee par des

variables representant les determinants de la gestion des risques en general et

par l’importance de l’activite a l’etranger mesuree par le ratio d’exportation.

7Nous allons utiliser les coefficients d’exposition par rapport aux mouvements de l’indice

de change de (t-1) estimes en utilisant la regression (3) pour la periode de janvier 1996 a

decembre 1998.


He et Ng (1998) utilisent cette meme methode pour expliquer l’exposition

d’un echantillon d’entreprises japonaises sur la periode de 1979 a 1993.

Nous commencons par un bref rappel sur les determinants de la gestion

des risques financiers et des variables approximatives utilisees. Le choix de

ces variables est fait sous la contrainte de la disponibilite des donnees pour

le cas du marche francais.

3.1. Les determinants de l’exposition et les variables approxima-

tives. Comme il a ete avance, nous allons essayer de relier les expositions

au risque de change aux variables relatives a l’importance des activites a

l’etranger et aux determinants de la gestion des risques financiers.

A. Le taux d’exportation

Les etudes existantes montrent que l’exposition au risque de change est

significativement reliee au niveau des operations a l’etranger. Jorion (1990)

trouve que l’exposition est positivement au ratio d’exportation. Theorique-

ment, plus l’entreprise exporte, plus elle est exposee aux fluctuations du

taux de change. Nous representons l’importance des activites a l’etranger

par le ratio d’exportation de l’entreprise note par EXPR (= ventes a l’etran-

ger/chiffre d’affaires total hors taxe). La relation entre l’exposition au risque

de change et le ratio EXPR serait donc positive.

B. Les variables relatives aux determinants de la couverture

Stulz (1984), Smith et Stulz (1985), Smith (1995) et Froot, Scharfstein et

Stein (1993) prouvent que la gestion des risques financiers permet : de reduire

les couts de la detresse financiere, de reduire les couts de financement externe,

de coordonner les decisions financieres et de resoudre le probleme d’agence

de la dette. Nous presentons ci-dessous un bref rappel de ces determinants

et nous discutons les variables approximatives utilisees pour le test.

a. Les couts de la detresse financiere

Ces couts sont principalement eleves dans les entreprises qui ont des pro-

babilites de defaillance financiere elevees ou des dettes importantes. La cou-

verture peut reduire la probabilite de faillite de l’entreprise et par consequent

les couts de la detresse financiere. Par consequent, les entreprises qui anti-

cipent des primes de risque elevees sont plus motivees a couvrir leurs risques

23

pour reduire les couts de la detresse financiere et augmenter la valeur nette

de la firme.

Nous pouvons utiliser trois variables pour mesurer la probabilite de la de-

tresse financiere.

– La premiere variable est le ratio dettes financieres sur fonds propres

(DE). DE mesure le ratio de la valeur comptable de la dette financiere

sur la valeur de marche des actions en fin d’annee. Les entreprises dont

le DE est eleve sont plus exposees au risque de detresse financiere et elles

ont donc une tendance a entreprendre des activites de couverture. Par

consequent, nous presumons que plus les entreprises sont endettees plus

elles couvrent leur risque (de change) et donc moins importante est leur

exposition au risque de change. La relation prevue entre l’exposition au

risque de change et le ratio DE serait donc negative.

– La deuxieme variable est le ratio montant des interets payes sur Ex-

cedent Brut d’Exploitation. Ce ratio sera note par CI. Il capte le taux

de couverture des interets de la dette par l’excedent brut d’exploita-

tion. Plus le ratio de couverture des interets est faible, plus l’entreprise

a une grande probabilite de couvrir ses risques (ici le risque du taux de

change) et donc la relation entre ce ratio et l’exposition au risque de

change serait positive.

– La troisieme variable est le ratio capacite de remboursement (REM), qui

est egal au ratio capacite d’autofinancement sur dettes financieres. Plus

ce ratio est eleve, plus l’entreprise n’est pas interessee par la couverture

de ses risques financiers, et par consequent son exposition au risque de

change est elevee. La relation entre ce ratio et le coefficient d’exposition

serait positive.

b. Les couts du financement externe et les options de croissance

Smith et Stulz (1985) et Froot et al. (1993) ont montre que la couverture

des risques financiers (le risque de change, le risque de taux d’interet et le

risque de prix) peut reduire les fluctuations des revenus internes et donc di-

minuer les besoins de financement externes des projets, en particulier dans

le cas de situation financiere difficile. Generalement, le financement externe

est plus couteux en contexte d’information asymetrique entre les dirigeants,

les actionnaires et les creanciers. Nous employons le ratio (AF = capacite


d’autofinancement/total actif) pour presenter l’autonomie financiere de l’en-

treprise. Plus la capacite de financement est importante, moins l’entreprise

couvre son risque. La relation entre ce ratio et l’exposition au risque de

change serait donc positive.

Dans certains cas, l’entreprise peut etre amenee a sous-investir, si les couts

du financement externe sont eleves. Cela montre que les opportunites de

croissance et les couts du financement sont inter-relies. Nous employons le

ratio BM (valeur comptable sur valeur de marche de l’entreprise)8 pour cap-

turer les options de croissance de l’entreprise et representer ainsi le probleme

du sous-investissement. Si BM est faible, l’entreprise est une valeur de crois-

sance. Elle dispose donc des opportunites de croissance. Si en meme temps,

elle a des difficultes pour avoir des fonds externes necessaires a la saisie de

ces opportunites, elle peut etre amenee a sous investir. Elle aura donc ten-

dance a couvrir ses risques car ca lui permet d’eviter les fluctuations non

necessaires dans les depenses d’investissement et d’eviter donc le probleme

du sous-investissement. Par consequent, l’exposition au risque de change sera

faible. La relation prevue entre l’exposition et le ratio BM serait donc posi-

tive.

c. Les couts d’agence

La theorie de l’agence stipule que dans le cas d’une entreprise endettee,

accepter un projet a valeur actuelle nette (VAN) positive peut diminuer la

richesse des actionnaires si les gains vont principalement aux creanciers en

place. En consequence, les dirigeants agissant dans l’interet des actionnaires

seront tentes de refuser certains projets a VAN positive. La litterature sur

la gestion des risques financiers a demontre que la couverture permet de

diminuer les incitations a sous investir. Pour decrire les options de croissance

de l’entreprise, nous pouvons utiliser le ratio benefice par action sur cours.

Il sera note par EP. Plus ce ratio est eleve, moins l’entreprise couvre ses

risques. Le signe attendu est positif.

8La formule utilisee pour le calcul de BM est actif/actioncours

25

Nance, Smith et Smithson (1993) montrent que les entreprises peuvent

resoudre le probleme d’agence de la dette en maintenant un ratio de rende-

ment de dividende faible(dividend yield : DY)9. Donc, une entreprise dispo-

sant d’un ratio (DY) faible est moins censee avoir des problemes d’agence et

dispose d’une liquidite suffisante pour financer ses projets. Par consequent,

elle sera moins motivee pour couvrir ses risques et l’exposition au risque de

change sera elevee. La relation entre le coefficient d’exposition au risque de

change et le DY serait negative.

d. Les substituts a la couverture : la liquidite

Pour mesurer les contraintes de liquidite de l’entreprise, nous pouvons

utiliser le ratio de tresorerie (=fonds de roulement/ besoin en fonds de roule-

ment). Plus ce ratio est eleve, plus l’entreprise a des liquidites pour financer

ses projets d’investissements et, en consequence moins elle a besoin de se cou-

vrir. La relation theorique entre ce ratio et l’exposition au risque de change

est positive.

e. La taille de l’entreprise

Il s’agit d’une variable de controle qui peut etre une mesure indirecte du

cout de financement. En general, les grandes entreprises ont plus de pou-

voir de negociation et ont donc des couts de financement plus faibles ; ce

qui reduit les besoins de couverture des risques. Toutefois, les grandes en-

treprises ont plus de facilite pour acceder au marche de produits derives :

personnel qualifie, logiciels, analystes financiers... La plupart des enquetes

montrent que ce sont les grandes entreprises qui couvrent les risques alors

que ce sont les plus petites qui en ont le plus besoin. Nous devrions donc pre-

voir un signe ambigu pour cette variable. Pour controler l’effet taille, nous

employons le Log du total des actifs. La relation entre cette variable et l’ex-

position estimee ne peut pas etre prevue correctement pour les raisons citees.

Le tableau 10 presente une recapitulation des variables utilisees pour l’expli-

cation de l’exposition estimee dans la partie precedente et du signe prevu du

coefficient de ces variables.

9DY est egal au dividende paye sur prix de l’action


Table

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27

3.2. Les variables significatives dans l’explication de l’exposition au

risque de change. Notre but, comme ca a ete avance, est d’isoler les prin-

cipales variables dans l’explication de l’exposition au risque de change. La

variable expliquee est le vecteur des βix(−1) resultats de l’estimation de la

regression (3) sur la periode allant de janvier 1996 a decembre 1998 et qui

marquent l’exposition aux mouvements du taux de change du mois prece-

dent (nous avons montre dans la partie precedente que pour le cas de notre

echantillon, il y a un effet retard d’un mois en ce qui concerne l’effet des

fluctuations du taux de change sur les rentabilites des actions). Les variables

explicatives sont celles discutees dans la sous section precedente. Elles sont

mesurees sur l’annee 1997, annee de milieu de notre periode d’etude. Le

tableau 11 presente les statistiques descriptives de ces variables.

Tableau 11. Distribution statistique des differentes variables

approximatives.min q1 median q3 max Moyenne

EXP 10.08 23.432 54.2 73.495 99.86 51.044

SIZE 17.523 19.579 20.702 22.325 26.883 21.164

CI -0.756 0.0399 0.090 0.190 3.011 0.145

AF -0.131 0.058 0.0899 0.119 0.3013 0.089

DY 0 1.335 2.585 4.975 210 5.4513

REM -26.84 0.4975 1.55 3.3275 243.8 4.761

TRESO -32.216 1.024 1.207 1.893 26.173 1.455

DE 0.00011 0.123 0.340 0.815 2.140 0.55

EP 0 0.035 0.0637 0.107 0.6304 0.084

BM 0.246 1.536 2.9167 5.352 259.376 8.46

Pour decrire les determinants du coefficient de l’exposition au risque de

change des entreprises exportatrices francaises, nous utilisons un modele eco-

nometrique (regression) dont la variable expliquee est le βix(−1) et les va-

riables explicatives sont celles decrites ci dessus. Nous allons donc estimer la

regression (4) suivante :

βix(−1) = a0 + a1EXPi + a2DEi + a3CIi + a4REMi + a5BMi

+a6AFi + a7EPi + a8DYI + a9TRESOi + a10SIZE + νi (4)

La methode des moindres carrees ordinaires a ete utilisee pour l’estimation

de la regression (4). Les resultats sont presentes dans le tableau 12.


Tableau 12. Les determinants de l’exposition au risque de change.

Le tableau reporte les estimations de la relation antre βix et la variables approximatives

des determinants de la couverture des risques financiers, tel que le ratio dettes sur fonds

propres (DE), le dividend yield (DY), interet payes/EBE (CI), fonds de roulement /besoin

en fonds de roulement (TRESO), ratio du Capacite de remboursement (REM), EPS/prix

(EP), Capacite d’auto./total actif (AF), ratio actif par action/cours (BM). Leur relation

empirique est decrite comme suit :

βix(−1) = a0 + a1EXPi + a2DEi + a3CIi + a4REMi + a5BMi

+a6AFi + a7EPi + a8DYI + a9TRESOi + a10SIZE + νi

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -5.799142 2.760758 -2.100562 0.0385

EXP -0.007861 0.010979 -0.716078 0.4758

DE 0.419121 0.541414 0.774122 0.4409

CI 0.592888 0.783464 0.756753 0.4512

REM 0.023475 0.010175 2.307200 0.0234

BM 0.022628 0.009424 2.401089 0.0184

AF -5.034311 4.369852 -1.152055 0.2524

EP 0.614449 2.856605 0.215098 0.8302

DY -0.017221 0.011383 -1.512894 0.1338

TRESO 0.024111 0.052051 0.463221 0.6443

SIZE 0.213062 0.138450 1.538917 0.1274

R-squared 0.252203

Adjusted R-squared 0.168181

D’apres le tableau 11, REM et BM ont des coefficients significatifs respec-

tivement au taux 5% et 2%. De plus, les coefficients ont les signes prevus.

Les entreprises dont la capacite de remboursement des dettes financieres est

elevee ont des expositions au risque de change eleve. Ceci est du au fait que

si la capacite d’autofinancement est suffisamment superieure par rapport

au montant des dettes financieres, le risque de detresse financiere est faible

et par consequent l’entreprise n’est pas motivee pour couvrir ses risques fi-

nanciers et c’est pour cette raison son exposition au risque de change sera

elevee. Enfin, les entreprises dont le ratio valeur comptable sur valeur de

marche (BM) est faible, disposent des opportunites de croissance. Elles vont

couvrir leurs risques financiers afin de garantir la liquidite et les ressources

financieres pour la saisie de ses opportunites de croissance. Par consequent,

l’exposition au risque de change d’une entreprise exportatrice dont le ratio

29

valeur comptable sur valeur de marche est eleve couvrent plus leur risque et

leur exposition sera faible.

Nous pouvons aussi remarquer, a travers le tableau 12, que le taux d’expor-

tation n’est pas relie significativement au coefficient d’exposition au risque

de change. Ce resultat est contraire aux resultats de Jorion (1990), He et

Ng (1998) et Allayannis et Ofek (2001) qui reportent une relation positive et

significative entre le coefficient de l’exposition et le ratio des ventes a l’etran-

ger. Toutefois, il est en accord avec les resultats de Chow, Lee et Solt (1997)

qui, pour un echantillon de 213 multinationales americaines, ne trouvent pas

une relation significative entre le coefficient d’exposition au risque de change

et le taux d’exportation.

La taille a un signe positive et elle est significative au taux de 13%. Le

signe positive signifie que les grandes entreprises sont plus exposees au risque

de change. Ce resultat peut avoir deux interpretations differentes. La pre-

miere concerne le fait que les grandes entreprises s’engagent plus dans des

operations a l’etranger et sont par suite plus exposees au risque de change.

Deuxiemement, les grandes entreprises ont plus de facilite d’acceder au mar-

che financier pour negocier les taux d’interet pour le financement externe. De

ce fait, ces entreprises ne sont pas motivees a gerer leurs risques financiers

(d’apres les explications theoriques des determinants de gestion des risques).

4. Conclusion

Cette etude examine s’il existe une relation entre les rendements des ac-

tions des entreprises exportatrices francaises et les fluctuations du taux de

change. Pour la periode allant de janvier 1996 a decembre 2001, 10% de

100 entreprises exportatrices francaises ont des expositions significatives au

taux de change. Ce resultat se situe dans la meme fourchette des resultats

des etudes empiriques precedentes comme celle de Jorion (1990), Bodnar et

Gentry (1993), Bartov et Bodnar (1994) et He et Ng (1998) etc. Toutefois,

conformement a Bodnar et Gentry (1993), un effet retard est constate dans

l’implication des fluctuations du taux de change sur la rentabilite des ac-

tions. Sur la periode de janvier 1996 a decembre 2001, 17% (sur la periode

de janvier 1996 a decembre 1998, 22% et sur la periode de janvier 1999 a de-

cembre 2001, 16%) des entreprises sont exposees aux fluctuations du risque

de change du mois precedent.


Notre etude a montre aussi que l’exposition au risque de change est ex-

pliquee par des variables approximatives des determinants de la gestion du

risque de change. Les entreprises dont la capacite de remboursement de dettes

est elevee et les entreprises dont le ratio valeur comptable sur valeur de mar-

che (Book-to-market) est faible sont plus motivees a couvrir leur risque et

par consequent, leur exposition au risque de change sera faible.

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