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Politique de dividende , théorie de signalisation : Une revue de la littérature

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Publié le

Lotfi TALEB
Ph.D.
ESSECT
Tunis
Tunisie
https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=3314627

Publié dans : Économie & finance
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Politique de dividende , théorie de signalisation : Une revue de la littérature

  1. 1. Politique de dividendes, théorie de signalisation : Une revue de la littérature Dividend Policy, signaling theory: A literature review Taleb Lotfi* (*) Taleb Lotfi, ESSECT,Tunis,Tunisia. Résumé Sous l'hypothèse d’un marché imparfait, il est largement admis que l'annonce des dividendes a une incidence sur la valeur de la firme. Cette idée, connue sous le nom de la théorie de signalisation, ou encore l’hypothèse du contenu informatif des dividendes, a été essentiellement développée dans les modèles théoriques de Bhattacharaya (1979), John et Williams (1985) et Miller et Rock (1985). Sous l’ongle de la théorie des signaux, la distribution de profit via les dividendes permet aux dirigeants de signaler au marché le vrai type de leur entreprise. En effet, partant de l’idée qu’il existe une asymétrie informationnelle entre les initiées (les insiders) et les non-initiés (les outsiders), fait de la sorte que les investisseurs évaluent la firme à partir de la distribution des rendements qu’ils perçoivent à partir des signaux transmis au marché et permettant d’inférer les vraies caractéristiques de la firme. Le présent article essaye d’exposer une revue de la littérature des principaux modèles théoriques et travaux empiriques ayant examiné la problématique de distribution de profit sous l’hypothèse de la théorie de signalisation. Abstract : With imperfect market hypothesis, it is widely accepted that announcements of dividend payouts affect firm value. An explanation has been proposed with the cash flow signaling theory and the dividend information content hypothesis. This original explanation, was developed in theoretical models by Bhattacharaya (1979), John and Williams (1985) and Miller and Rock (1985). All these authors argue that since managers possess more information about the firm's cash flow than do individuals outside the firm and they have incentives to convey that information to investors in order to inform the true value of the firm. This paper aims at providing the reader with a comprehensive understanding of dividend policy by reviewing the main theories and empirical findings under this signaling hypothesis. Classification JEL: G35, D82 Mots clefs: Dividende, politique de dividende, théorie de signalisation, équilibre de signalisation Key words: Dividend, dividend policy, signaling theory, signaling equilibrium Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  2. 2. 1. Introduction Les marchés financiers sont caractérisés généralement par un déséquilibre informationnel entre offreur et demandeurs de capitaux. Pour que ces marchés arrivent, sous cet état d’asymétrie d’information, de remplir pleinement leurs rôles, il faut qu’il y a ait un ou plusieurs mécanismes fiables permettant d’informer suffisamment les investisseurs sur le marché afin qu’ils puissent évaluer correctement la valeur de la firme. C’est, en particulier par le biais des décisions financières que la quasi-totalité de l’information circule, et parmi ces décisions financières la variable dividende occupe une place importante. Dans ce sens, Modigliani et Miller (1961),[MoMi], admettent, sans pour autant rejeter leur raisonnement de neutralité, que les investisseurs sur les marchés peuvent interpréter toute modification des dividendes comme le signe d’un changement anticipé des bénéfices dans l’esprit des dirigeants. Plus récemment, la théorie des signaux à travers des modèles théoriques structurés, a doté cette hypothèse du contenu informationnel des dividendes d’un cadre théorique permettant d’expliquer certains aspects de la problématique sur les dividendes. Ainsi, sous l’ongle de la théorie des signaux, la distribution des dividendes permet aux dirigeants de signaler au marché le vrai type de leur entreprise. En effet, partant de l’idée qu’il existe une asymétrie informationnelle entre les initiées ou les mieux informés, les insiders, et les non-initiés ou les mal informés, les outsiders. Ce déséquilibre de nature informationnel fait de la sorte que les investisseurs évaluent la firme à partir de la distribution des rendements qu’ils perçoivent à partir des signaux transmis au marché et permettant d’inférer les vraies caractéristiques de la firme. Dans ce sens, et partant de l’idée qu’il existe une asymétrie informationnelle entre dirigeants et actionnaires, les tenants de la théorie de signalisation via les dividendes [Kalay (1980), Bhattacharaya (1979), John et Williams (1985), Miller et Rock (1985)] estiment que la distribution des dividendes permet aux dirigeants de signaler au marché le vrai type de leurs entreprises. En effet, cette théorie des signaux souligne que les gestionnaires transmettent aux investisseurs un signal en déclarant tel niveau de dividende plutôt qu’un autre, l’annonce et d’une hausse (baisse) du dividende signifierait que les dirigeants s’attendent à une amélioration (détérioration) des perspectives de la firme. Par conséquent le marché doit réagir à ces décisions en modifiant le prix des actions. Ainsi, l’objectif de cet article est d’analyser la problématique de distribution de dividende à partir de la théorie de signalisation. La première section sera consacrée à la présentation des principaux modèles théoriques de signalisation par les dividendes. La deuxième section sera consacrée au développement des principaux travaux empiriques. Dans la troisième section on aborde la problématique de prévision des cours boursiers via les dividendes. La quatrième section est réservée à la conclusion. 2. Politiques de dividende, théorie de signalisation : Travaux théoriques 2.1. Les modèles de signalisation avec coût direct Depuis les années 1970, la théorie financière s’est enrichie de plusieurs modèles de signalisation fortement inspirés par les travaux de Spence (1974) et Riley (1975) en vue d’élaborer une explication logique au comportement des firmes en matière de structure de capital et de politique de dividende. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  3. 3. 2.1.1. Le modèle de Kalay (1980) Kalay en 1980, a proposé un modèle de signalisation par les dividendes, l’objectif de ce modèle, qui est d’ailleurs une transposition du modèle de Ross (1977) appliquée à la problématique de dividende, est l’explication de l’une des constatations de Lintner (1956) quant à l’aversion des dirigeants pour la réduction du niveau de dividende habituel. Ce modèle suppose implicitement que si les dirigeants tentent d’émettent de faux signaux, une pénalité leur sera infligée. Pour développer son modèle et sur la base de certaines hypothèses restrictives1 , Kalay (1980) suppose qu’il existe deux périodes 0t et 1t .En début de période ( 0t ), les dirigeants, qui sont supposés avoir une information sur la rentabilité future de la firme, prennent les décisions (choix du dividende) et en fin de la première période ( 1t ), ils paient le dividende et liquident la firme. De plus, Kalay suppose que la rémunération des dirigeants ( M ) est supposée être une fonction de la valeur de l’entreprise en début de période ( 0V ) et des cash-flows dégagés en fin de période ( 1E ). Cette rémunération est supposée être de la forme : 1100)1( EVrM   (1) Avec : - 0 et 1 représentent les pourcentages non nuls, fixés dans le contrat - r : le taux sans risque. De plus, Kalay suppose qu’il existe sur le marché deux type de firme les bonnes ( A ) et les mauvaises ( B ) ayant respectivement un revenu aE et bE . Si le dividende annoncé ( D ) dépasse un certain seuil critique ( * D ), la firme est perçue par le marché comme étant très rentable (de type A). Sa valeur est estimée à la période 0t comme suit : r E V aA   1 0 (2) Avec, AE : les cash-flows payés sous la forme de dividendes par les firmes de type A. Dans le cas contraire, la firme sera perçue par le marché comme étant peu rentable (de type B) et elle ne vaudra que : AbB V r E V 00 1    (3) Avec : - bE : les cash-flows payés sous forme de dividende par les firmes de type B 1 En particulier une économie ou il n’y a que deux types de firmes : les bonnes et les autres. En plus, il est supposé qu’il n’existe ni impôts ni des frais de transaction ni des coûts d’agences. Toutefois selon Kalay la seule imperfection est l’existence d’une certaine asymétrie d’information. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  4. 4. Supposons qu’une firme sur le marché, choisie arbitrairement, a une certaine probabilité ( q ) d’être de type A et une probabilité ( )1 q d’être de type B, et si le type de la firme est uniquement connue par le dirigeant. Sur le marché les deux types de firmes auront la même valeur 0V telle que : r EqqE V BA    1 )1( 0 (4) BA VVV 000  Pour aboutir à une situation d’équilibre de signalisation, Kalay suppose qu’il est nécessaire d’ajouter une autre hypothèse relative à la fonction de rémunération du dirigeant .Cette hypothèse tient compte du fait que le dirigeant est averse à toute décision de diminution du dividende et alternativement s’il tente de réduire ce niveau, une pénalité (c ) lui serra infligée. Sa fonction de rémunération2 en tenant compte de ce coût (la pénalité) devient de la forme :            01 1 1 011 100 Esi E )1( D c E DsiE VrM   Avec : - :0D le dividende annoncé en 0t En tenant compte de cette fonction de rémunération, Kalay démontrer qu’il existe une situation d’équilibre de type “Spencien” dans laquelle les firmes de type A vont choisir un dividende tel que : [ ab EDE  * ] et le marché va identifier toutes les firmes qui paient un niveau du dividende inférieur au niveau optimal ( * 0 DD  ) comme étant de type A et toutes les firmes qui paient un dividende supérieur au niveau optimal ( * 0 DD  ) comme étant de type B. Le problème des dirigeants des firmes de type A est le suivant :           DDsi Dsi *A 010 0 * 10 ab a A aa A EE EDEE M   Tant que ba EE  nous avons : )()( * 0 * 0 DDMDDM AAAA  2 Cette fonction de rémunération des dirigeants est supposée être connue de la part des investisseurs. (5) Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  5. 5. Dans ce cas les dirigeants des firmes de type A choisiront un niveau de dividende tel que * 0 DD A  . De même manière, le problème des dirigeants des firmes de type B est de la forme :           EDsi Dsi- B 010 *B 010 bBB bba B EE EDcEE M   Les dirigeants des firmes de type B qui se signalent correctement choisiront * 0 DDB  si le montant de la pénalité est supérieur aux bénéfices qu’entraîneraient de faux signaux. Formellement on peut écrire : cEEEE babb  1010  (7) Nous obtenons ainsi : )(0 ba EEc   (8) Selon Kalay, c’est précisément l’existence de cette pénalité et de l’aversion des dirigeants quant à la diminution du niveau du dividende qui fait qu’un équilibre de signalisation à travers les dividendes existe. Suite à la formulation de ce modèle, Kalay a proposé une version testable largement inspiré du modèle de base de Lintner (1956), l’objectif étant de vérifier l’attitude des dirigeants quand la réduction du dividende. Pour cela Kalay a calculé 1248 variations de dividendes sur un échantillon de 100 entreprises prises au hasard. Il a recensé 197 réductions et il a distingué les baisses forcées dues à une insuffisance de trésorerie et des baisses volontaires. Il constate qu’environ 5 % des baisses sont forcées. Ce faible pourcentage ne lui a pas permis de rejeter l’hypothèse que les réductions de dividendes véhiculent de l’information.3 Il faut noter que, malgré l’intérêt du modèle de Kalay (1980) sur le plan théorique, ce modèle présente certaines limites aux équilibres de signalisation. Le signal utilisé par les dirigeants respecte les conditions énoncées par Spence (1974). En effet, le dividende optimal est suffisamment élevé pour dissuader les mauvaises firmes d’imiter les bonnes. Pour cela, il est nécessaire que le coût du signal, qui est dans ce cas la pénalité, soit relativement important de manière à obliger les firmes les moins performantes à ne pas émettre de signaux fallacieux. Dans son modèle proposé, Kalay (1980) suppose également que l’aversion des dirigeants à réduire les dividendes, qui est d’ailleurs mis en évidence en 1956 par Lintner, est une condition nécessaire à l’équilibre de signalisation. Pour vérifier cette hypothèse, bien que développé dans 3 “We found, however, that only 5 percent of them (firms) were forced reductions. Hence, we cannot refute the informational content of dividend”. Kalay (1980). The Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol 15, p. 863. (6) Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  6. 6. un cadre d’hypothèse fort restrictif, le modèle de signalisation élaboré par Kalay est particulièrement important dans la mesure où il permet de donner une formulation théorique au contenu informatif des distributions des dividendes .Néanmoins et en pratique, ce modèle ne fournit pas une explication satisfaisante du comportement de distribution des entreprises. En effet il stipule que le dividende ne véhicule de l’information que si les dirigeants sont fortement pénalisés lorsqu’ils réduisent le coupon promis. De plus, ce modèle demeure trop partiel dans la mesure où il fait référence à une économie à deux firmes et à deux périodes, en plus il se base sur certaines hypothèses restrictives ne permettant pas de traduire une réalité plus complexe. D’autres modèles, notamment celui Bhattacharaya (1979) ont utilisé aussi toujours le dividende comme signal et ont essayé d’expliquer le comportement de la firme lorsque l’information est asymétrique. Ces modèles ont modifié l’objectif du dirigeant et ont intégré dans leurs hypothèses de départ une structure économique plus réaliste. 2.1.2. Le modèle de Bhattacharaya (1979) Le modèle de Bhattacharaya (1979) établit, comme d’ailleurs la plupart des modèles de signalisation par les dividendes, que dans un contexte d’information asymétrique le dividende peut constituer un excellent signal pour inférer la vraie valeur de la firme aux investisseurs sur le marché. La différence avec le modèle de Kalay (1980), qui suppose que la signalisation par les dividendes permet d’affecter d’une manière directe la rémunération du dirigeant et ce à travers une pénalité, est que le modèle de Bhattacharaya, même si le principe de pénalisation existe4 , la pénalité est dans ce cas est indirecte. Cette pénalisation réside dans la perte de valeur que peut subir l’entreprise suite à une signalisation. Bhattacharaya pour développer son modèle suppose que les dirigeants sont choisis par les actionnaires dans le but de représenter leurs intérêts au sein de l’entreprise. Dans ces conditions, il semble que les décisions prises par dirigeants soient motivées par la maximisation de la richesse des actionnaires courants et que l’annonce du dividende permet aux investisseurs de fixer la valeur de la firme [ )(DV ]. Cette valeur est déterminée sous l’hypothèse qu’il existe une relation liant le dividende et la valeur réelle de la firme.5 Ce nouveau concept permet de définir la condition de stabilité tel que énoncée par Spence6 [ VDV )( ]. De plus, Bhattacharaya prend en considération l’imposition personnelle des dividendes à un taux égal à )1(  , supposée être le coût fiscal de l’activité de signalisation. Concernant le gain en capital il est supposé dans être exonéré d’impôt. Une pénalité élevée de refinancement,  , vient compléter le coût fiscal si les cash-flows futurs sont insuffisants pour pouvoir payer le dividende annoncé. Dans son modèle, Bhattacharaya suppose également que les cash-flows non distribués aux actionnaires sont réinvestis dans des projets d’investissements. Il suppose que les actifs détenus par la firme ont une durée de vie supérieure à l’horizon de placement des actionnaires. Ainsi, selon Bhattacharaya, la valeur actuelle de la firme [ )(0 DV ], est supposée être égale à : 4 Dans le modèle de Bhattacharaya (1979), il existe deux types de coûts : un coût fiscal et un coût d’illiquidité. Le premier coût est représenté par le différentiel d’imposition entre dividende et plus-value alors que le deuxième se trouve lorsque les dividendes signalés sont supérieurs au bénéfice effectivement généré. 5 Cette hypothèse a fait l’objet de nombreuses études empiriques [Petit (1972), Watts (1972), Aharony et Swary (1980), Asquith et Mullins (1983) et Healy et Palepu (1988), Michaely, Thaler et Womack (1995) et Benartzi, Michaely et Thaler (1997)] . 6 Les anticipations ex-antes doivent se vérifier ex-post Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  7. 7.                          D X X D D X dXXFDMDV dXXfDXdXXfDXDDV r DV )()1()( r1 1 )())(1()()()( 1 1 )( 21 0   4444 34444 2144 344 21 (9) Avec : - r : le taux d’intérêt sans risque. - M : le cash-flow moyen lié au projet d’investissement dont la valeur fait l’objet du signal. - )(DV : Représente la valeur de la firme lorsque les dirigeants s’engagent à verser un montant de dividende D et qu’ils respectent leurs engagements. Puisque l’horizon de placement des actionnaires est d’une période, la valeur actuelle de la firme est égale aux flux perçus par les investisseurs auxquels il faut ajouter les cash-flows moyens dégagés par l’investissement lorsque [ DX  ], ou le coût nécessaire au refinancement de l’entreprise si [ DX  ]. Bhattacharaya suppose également que le cash-flow aléatoire ( X ~ ) est distribué uniformément sur l’intervalle t,0 avec une moyenne 2/t , et que l’objectif des dirigeants est de maximiser la richesse des actionnaires. Pour cela ils maximisent la valeur actualisée de la firme :          t D DDV t r DVMax D 2 )1()( 2)1( 1 )( 2 0  (10) La condition de premier ordre de ce problème de maximisation s’écrit comme suit : 0)1()( )( * *0    t D DV D DV  (11) * D , représente le montant optimal versé aux actionnaires, qui est fonction de l’horizon t Puisque ce modèle est multi-périodique (n périodes) mais que l’horizon de placement des investisseurs est d’une période, le montant de dividende optimal ( * D ) choisi en début de période 0 sera identique pour n périodes à venir.7 L’équation (2-10) implique que : 7 Cette hypothèse simplificatrice s’avère peu réaliste pour plusieurs raisons. Tout d’abord cela suppose que le dividende ainsi défini véhicule toute l’information future disponible sur les npériodes. De plus, les dirigeants doivent réinvestir le cash-flow non distribué. Pour cela, ils doivent disposer de suffisamment d’opportunités d’investissement. Enfin, pour que ce modèle soit stable dans le temps, il est nécessaire que les différents taux (fiscal, d’actualisation et de refinancement) soient constants dans le temps. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  8. 8. 0)1()( * *  t D DV  (12) Un équilibre de signalisation stable implique également que la valeur signalée par le dividende en début de la première période [ ))(( * tDV ], correspond à la valeur de la firme en fin de période. Si les flux générés par l’entreprise sont constants et perpétuels et que la politique de dividende est stable, alors la valeur de la firme peut être considérée comme une série de flux actualisés à l’infini, soit :            t tD tD t KtDV 2 )( )()1( 2 ))(( 2* **  (13) Où rK /1 représente le taux d’actualisation d’un flux perpétuel. En remplaçant ))(( * tDV  par sa valeur trouvée dans l’équation précédente, nous obtenons l’équation différentielle suivante :               2 2 2 2/1)1()1( t D K t D t D K  (14) Bhattacharaya suppose également que les mauvaises firmes ne versent pas de dividende à leurs actionnaires, par conséquent [ 0)0(* D ]. De plus, il montre que l’équation [ AttD )(* ], où, A représente le taux de distribution, est solution de l’équation différentielle. Ainsi A peut être exprimée sous la forme :                22 )1()1( )2( 1 )2( )1()1( )2( )1)(1( K KK K K K K A       (15) Ces résultats obtenus par Bhattacharaya montrent que les investisseurs, connaissant leur taux d’imposition ainsi que le taux d’intérêt, en déduisent la valeur du taux de distribution A et à l’annonce du dividende, ils sont en mesure d’estimer les cash-flows anticipés par les dirigeants de la firme. De cette manière, l’entreprise sera correctement évaluée par le marché. Ce modèle Bhattacharaya de a tout le mérite d’être le premier travail théorique traitant la politique de dividende dans le cadre de la théorie de signalisation. De plus, ce modèle a permis surtout d’expliquer le comportement de distribution des firmes, comme il a permis de présenter les concepts fondamentaux nécessaires aux équilibres de signalisation. Ainsi, selon Allen et Michaely (2003), cette modélisation a tout le mérite de préciser aussi bien les points forts que les points faibles des modèles de signalisation par les dividendes. Le principal point fort est que ces modèles, en particulier celui de Bhattacharaya, sont capables d’expliquer la réaction positive du marché lors de l’annonce de l’augmentation du dividende ou du rachat d’action8 . Cette explication est basée essentiellement dans une notion intuitive que les dividendes peuvent renseigner sur la situation actuelle ou même l’avenir de la firme (hypothèse du contenu 8 En d’autres termes les modèles de signalisations par les dividendes ont le mérite d’apporter un cadre théorique malgré qu’il soit peu réaliste, de l’hypothèse du contenu informatif des dividendes. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  9. 9. informatif des dividendes). Toutefois, les hypothèses de bases un peu restrictives, ont donné lieu à plusieurs critiques. La principale critique adressée à ce modèle concerne l’environnement économique décrit dans le modèle qui reste trop restrictif. En effet, l’auteur ne donne pas une définition précise de l’équilibre emplois-ressources. Néanmoins, il suppose que la firme détient des cash-flows, qui sont dégagés des actifs détenus par l’entreprise en début de chaque période, qu’elle répartit entre un montant de dividende constant dans le temps et d’autre part, entre un résidu servant à financer les projets d’investissements. En revanche, si les cash-flows dégagés par l’investissement sont insuffisants pour financer le dividende, l’entreprise aura recours à l’endettement. Le modèle de Bhattacharaya établit également que la politique de dividende peut être utilisée par les dirigeants pour signaler la véritable qualité de leur entreprise. Toutefois, les hypothèses restrictives sur lesquelles est fondé le modèle apparaissent difficilement concevables dans la réalité. En effet, il n’est pas évident que les entreprises s’endettent pour payer le dividende promis lorsque celui-ci s’avère supérieur au cash-flow effectivement réalisé. En plus, le coût d’illiquidité défini par Bhattacharaya est difficilement envisageable dans la réalité, puisqu’il suppose qu’une entreprise non performante s’endette à un taux supérieur aux conditions du marché pour financer la partie du dividende qui excède ses possibilités d’autofinancement. Pour y remédier à ces inconvénients, reconnus même par Bhattacharaya9 , l’auteur propose en 1980 un modèle de signalisation par les dividendes multi-périodique (à n périodes), où il constate que plus l’horizon de placement de l’actionnaire est éloigné, plus le taux de distribution nécessaire est faible. L’efficacité du dividende comme signal se trouve ainsi sensiblement accrue. Michaely et Allen (2001) ont à leur tour critiqué le modèle de Bhattacharaya, la principale critique est que ce modèle n’est pas en mesure d’expliquer certains comportements de la part de la firme et notamment d’expliquer pourquoi les firmes choisissent d’opter pour ce type particulier de signal (le dividende) pour faire signaler leurs perspectives d’avenir, sachant qu’il peut y avoir d’autres moyens moins onéreux, notamment le rachat d’action, pour se faire signaler. De plus, bien que l’idée de base du modèle de Bhattacharaya parait plausible, cette idée se trouve rejetée par une étude effectuée par Brav, Graham, Harvey et Michaely (2003) qui trouvent que seulement 19.1% des managers interviewés admettent qu’ils payent des dividendes pour montrer que leurs entreprises sont tellement bonnes pour supporter le coût de financement externes si nécessaire. 2.1.3. Le modèle de Miller et Rock (1985) Les deux modèles déjà développés précédemment, soient le modèle de Kalay (1980) et celui de Bhattacharaya (1979), supposent implicitement que la signalisation à travers les dividendes s’effectue via un coût direct. Le coût étant la pénalité payée par les dirigeants [Kalay (1980)] et l’impôt supplémentaire payé [Bhattacharaya (1979)]. D’autres modèles de signalisations ont essayé d’aborder la question en supposant que le coût supporté à travers l’activité de signalisation est plutôt indirect. Cette notion de coût direct et indirect étant importante dans la théorie des signaux, le fait que la signalisation via le dividende soit coûteuse permet en 9 “We have developed our model in terms of one-period planning horizon for shareholders. This somewhat unsatisfactory, for the following raisons. First, in reality shareholder horizons are far longer than the time periods over which corporations can change their dividend. Second, as consequence, the low response of )(DV to D appear to be unrealistic”. Bhattacharaya (1979). The Bell Journal of Economics, p.267. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  10. 10. particulier de réduire le risque d’imitation. Plusieurs modèles de signalisations par les dividendes avec coût indirect ont été développés. Les plus connus sont ceux de Miller et Rock (1985) ; de John et Williams (1985), d’Ambarish, John et Williams (1987) et également , celui d’Allen, Bernardo et Welch (2000). Dans le cadre du modèle de Miller et Rock (1985), l’activité de signalisation, comme d’ailleurs les autres modèles développés précédemment, se fait à partir du dividende pour signaler aux investisseurs le montant des bénéfices de l’exercice en cours10 . Dans cette étude, Miller et Rock montrent que l’équilibre obtenu suppose que la firme rejette des projets à valeur actuelle nette positive et c’est le coût d’opportunité qui en découle qui constitue le coût de signalisation. Le modèle de signalisation développé par Miller et Rock (1985) repose sur l’argument suivant : l’application des modèles classiques d’évaluation, qui supposent une parfaite diffusion de l’information, permet de créer la tentation chez les dirigeants à investir moins que le niveau préconisé par ces modèles. Dans ce sens, ils sont incités à accroître le montant des distributions de dividendes et par la même, le cours des actions. Si les dirigeants disposent d’un certain nombre d’actions supérieur à celui nécessaire pour garder le contrôle de la société, ils auront la possibilité de vendre ces actions supplémentaires et de réaliser en conséquence une plus-value. Or, celle-ci va s’avérer, en fait totalement artificielle lorsque le caractère fallacieux de l’information sera reconnu par le marché. Ce gain en capital pourra également profiter aux actionnaires qui auront vendu leurs titres pendant la même période. Il apparaît ainsi, dans ces deux cas, que les actionnaires qui auront décidé de garder leurs titres en portefeuille sont injustement défavorisés. Miller et Rock observent que dans ce contexte et sous certaines hypothèses11 , un équilibre de signalisation se crée puisque les dirigeants n’ont pas intérêt à se signaler faussement. Pour développer leur modèle Miller et Rock ont décrit un environnement économique qui tend à se rapprocher de la réalité. En effet, ils supposent que la firme détient en fin de première période ( 1t ) des ressources qu’elle répartit en début de la deuxième période ( 2t ) entre l’investissement ( 1I ) nécessaire pour la seconde période et le dividende qu’elle verse en début de la deuxième période ( 2t ) de la sorte que l’égalité emplois-ressources s’écrit de la manière suivante : 1111 DIBX  12 (16) Avec : 10 Les études empiriques réalisées par Watts (1973) et Gonedes (1978) sur des séries temporelles de prévision de résultat montrent que les dividendes courants et passés ont un certain pouvoir de prédiction sur les revenus courants de la firme. Ces conclusions ne trouvent cependant l’unanimité sur le plan empirique et en particulier suite aux travaux ultérieurs de Benartzi Michaely et Thaler (1997) qui trouvent que les dividendes ne possèdent pas un contenu informationnel sur les revenus futurs. 11 Les hypothèses sur lesquelles se base le modèle de Miller et Rock (1985) sont essentiellement : (1) absence d’impôts, (2) la vente après le signal est permise et un horizon de deux périodes. 12 Selon Miller et Rock le bénéfice déclaré en fin de période à la valeur des fonds investis augmenté d’un terme d’erreur, de la sorte que 101 )( ~  IFX Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  11. 11. - 1B : correspond aux sources de financement externes de l’entreprise disponible en 1t En début de la première période, la firme investie un montant initial ( 0I ) dans un processus de production dont la fonction de répartition [ )( 0IF 13 ] est supposée être connue par tous les investisseurs. En fin de période, la firme obtient un revenu ( 1X ) correspondant aux fonds investis augmentés d’un terme aléatoires ( 1 ), objet du signal. Le revenu obtenu, supposé être un revenu aléatoire, à la fin de la première période est défini par Miller et Rock de la manière suivante : ~)( ~ 101  IFX (17) De la même façon : ~)F(IX ~ 212  (18) Avec : Et  112 )/( E (19) Le terme  représente un coefficient d’ajustement d’estimation des écarts “coefficient of persistence”14 . En fin de la deuxième période ( 2t ), le revenu réalisé ( 2X ) est réparti entre les actionnaires, puis la firme est liquidée. Les dirigeants choisissent un montant de dividende qui permet de maximiser la richesse des actionnaires courants. Sachant que ce dividende doit signaler la valeur réelle du revenu ( 1X ), Miller et Rock supposent que les investisseurs connaissent la valeur du coefficient d’ajustement. En fin de la première période ( 1t ) la valeur de la firme coupon attaché, est égale aux bénéfices attendus en deuxième période ( 2t ) actualisée au taux de rentabilité requis par les actionnaires (i ), augmenté du dividende et diminué des financements externes :    1111 11111 )( 1 1 D )( 1 1         IF i B BIF i DV (20) 13 La fonction d’investissement/production doit respecter certaines caractéristiques : 0)( IF ; 0)0( F ; 0F ; 0F 14 Le coefficient  est un cœfficient d’inertie qui vaut 0 si l’élément aléatoire de la première période n’est que transitoire, il est égal à 1 si cet élément est permanent. Ce coefficient peut prendre n’importe quelle valeur supérieur à 1, inférieur à zéro ou comprise entre 1 et 0. 0)~()~( 21   EE Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  12. 12. Miller et Rock supposent également que les dirigeants de la firme peuvent être incités à fixer un niveau d’investissement inférieur au seuil optimal15 de manière à favoriser ainsi une surévaluation passagère du cours. Ils intègrent dans leur modèle les deux catégories d’investisseurs et ils supposent qu’un nombre déterminé ( k ) d’actionnaires vont essayer de vendre leurs titres après l’annonce et le paiement des dividendes mais avant la publication des résultats. Ils négocient leurs actions à un prix de marché ( d V1 ), dépendant de l’information détenue par les investisseurs. 16 Selon la partie qui détient l’information, Miller et Rock expriment la qualité de l’information détenue par les dirigeants ( )d et celle détenue par les investisseurs sur le marché ( m ) de la manière suivante :    1110111 ,,,,, DIIDIXd   (21)  10 , DIm  (22) Sur la base de l’information qu’ils détiennent, la valeur de la firme coupon attaché telle que estimée par les dirigeants serait :  )( 1 1 1111    IF i DV d (23) Alors que les investisseurs, qui n’ont pas la totalité de l’information, pour eux la valeur de la firme sera exprimée comme suit :  mmm IFE i DV  /~)(( 1 1 11111    (24) Le problème des dirigeants est de maximiser la richesse des actionnaires courants, en considérant équitablement les deux groupes d’actionnaires. Le choix du niveau du dividende ( D ) et celui de l’investissement ( I ) qui respecte cet objectif doit être proportionnel à la part des intérêts de chaque groupe d’actionnaire :                    111111 111 , )( 1 1 )1()~)(( i1 1 Dk )1(max 11  IF i DkIFE VkkVW mm dm ID (25) Sous la contrainte budgétaire : 15 Cela est possible car Miller et Rock supposent que l’annonce de dividende est corrélée positivement avec le cours du titre. Par conséquent un accroissement du dividende entraîne une augmentation de la valeur de marché de la firme. 16 Miller et Rock supposent qu’il y a asymétrie d’information par ce que les dirigeants connaissent le montant des investissements réalisés en début de période, des bénéfices et des investissements réalisés en fin de période alors que les investisseurs ne connaissent que le montant des dividendes et des financements externes en fin de période. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  13. 13. 111 XID  Pour les investisseurs, la valeur de marché de l’action est une fonction du dividende annoncé ( )(11 DVV  ). En revanche pour les dirigeants, elle est aussi fonction du bénéfice ( X ) qu’ils sont les seuls à connaître. Leur objectif devient alors : ),()1()())(,;(max DXVkDkVDVDXW dmm D  (26) Ainsi, pour chaque niveau de bénéfice, il existe un montant de dividende qui maximise la fonction objective ci-dessus. Si )(DX est la relation qui lie le bénéfice de la firme au dividende est unique, et si les actionnaires sont rationnels, un équilibre stable ne peut être défini que lorsque :   ),(),()( DXVDDXVDV ddm  (27) En remplaçant )(DV par  DDCV d ),( , à l’équilibre de signalisation, la firme doit choisir le montant du dividende ( D ) tel que :     0),()1(),()(),(  DX D V kDDX D V kDXDDX X V k ddd       (28) Cette équation différentielle décrit le sentier optimal des valeurs de )(DX . . Cependant, pour atteindre un maximum, il faut que la condition de second ordre soit respectée et qui s’écrit de la manière suivante : 0)(),(  DXDX XD V d   (29) Ce résultat trouvé est l’un des premiers résultats fondamentaux du modèle de Miller et Rock (1985). Il faut noter que l’objectif principal de l’étude de Miller et Rock était de mettre en évidence un nouveau concept en matière d’équilibre de signalisation à savoir le concept de coût indirect de signalisation et ce à travers la politique de sous-investissement. Ce résultat peut être atténué si nous supposons que les dirigeants ont la possibilité d’émettre de nouveaux titres, et de ce fait d’augmenter les cash-flows. Dans ce cas, le sous-investissement obtenu par Miller et Rock à l’équilibre n’est plus garanti. Cependant cette émission entraîne un effet de dilution du capital qu’il est indispensable de prendre en compte. Ainsi, on vient de s’apercevoir que le modèle de Miller et Rock (1985) apporte de nouveaux concepts dans la résolution des équilibres de signalisations. Notamment, en mettant en évidence le fait que les asymétries d’information, qui caractérisent les marchés financiers obligent les firmes à modifier leur comportement en matière de politique d’investissement. Mais il faut signaler que le modèle de Miller et Rock reste incapable d’analyser l’impact de la variabilité des flux monétaires futurs sur le niveau des dividendes, cela est dû essentiellement au fait que le modèle de Miller et Rock, comme d’ailleurs le modèle de Bhattacharaya, est limité à une période et à deux dates et que, la firme est liquidée à la fin de la période. Il n’est pas donc nécessaire que la firme se préoccupe de pouvoir maintenir son dividende pour les périodes Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  14. 14. futures. Pour pallier à ces insuffisances, Lapointe (1995) a proposé un modèle de signalisation par les dividendes où la réputation joue un rôle crucial alors que Williams (1988) a considéré que le terme aléatoire introduit dans le modèle de Bhattacharaya (1979) est inapproprié pour cela, il a introduit un terme aléatoire multiplicatif. 3. Politique de dividende, théorie de signalisation : Travaux empiriques L’idée qu’un changement des dividendes lui est associé une modification des rendements des titres a été largement étudiée sur le plan théorique. Cette idée, qui supporte l’existence d’un certain contenu informatif des dividendes, a été soutenue en 1961 même par les tenants de la thèse de neutralité MoMi qui, sans pour autant rejeter leur thèse de neutralité, supposent que la variation observée au niveau des cours boursier lors de l’annonce d’une variation des dividendes est essentiellement due à un certain contenu informatif mais non pas aux dividendes en tant que flux de liquidités. L’idée de base de cette hypothèse du contenu informatif est que la variation du dividende permet de communiquer au marché une certaine information sur la qualité réelle de la firme, de la sorte que toute décision quant à la distribution ou la rétention des dividendes aura une incidence sur les attitudes des investisseurs et donc sur les cours boursiers. Cette notion de l’existence d’un certain contenu informatif des dividendes a été formalisée sur le plan théorique par plusieurs modèles. Ces modèles, que nous avons développé dans la section précédente, préconisent que le dividende peut avoir deux aspects : (1) un premier aspect où le dividende peut être utilisé comme un signal ex-ante permettant de renseigner sur la valeur futur des cash-flows dégagés par la firme [Bhattacharaya (1979)]. (2) Un deuxième aspect suppose que les dividendes peuvent véhiculer une certaine information sur les profits courants. [Miller et Rock (1985) et John et Williams (1985)]. Sur le plan empirique, plusieurs travaux ont été développés pour tester cette hypothèse du contenu informatif des dividendes préconisée par les modèles théoriques. La plupart de ces travaux empiriques, et comme le souligne Allen et Michaely (2001), ont essayé de tester les implications suivantes : (i) Un changement au niveau des dividendes doit être suivi par un changement de même sens des bénéfices ; (ii) Un changement au niveau des dividendes non anticipé doit être accompagné par un changement de même sens des cours boursiers ; (iii) Un changement au niveau des dividendes non anticipé, doit être suivi par une révision des anticipations des investisseurs et de même sens que le changement des dividendes sur la valeur future des rendements. Il est important de noter que toutes ces implications sont des conditions nécessaires mais non suffisantes pour valider les modèles de signalisation par les dividendes [Allen et Michaely (2001)]. La condition qu’un changement au niveau des bénéfices doit entraîner un changement au niveau des dividendes est la condition la plus importante. Si jamais cette condition n’est pas vérifiée, cela peut nous amener à conclure que la variable dividende ne possède réellement pas un certain contenu informatif sur les revenus courants et donc, ne peut pas être utilisée en tant que signal. La plupart de la littérature empirique traitant la problématique des dividendes sous l’ongle de la théorie de signalisation est concentrée sur la deuxième implication, c’est-à-dire qu’un changement non anticipé des dividendes est associé à un changement de même sens des cours Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  15. 15. boursiers. Mais cela n’empêche que, plusieurs autres travaux ont essayé également de vérifier l’hypothèse que les dividendes possèdent un certain contenu informatif non négligeable sur les cours boursiers futurs (implication 3). Fama et al., (1969) ont étudié l’impact de l’annonce d’une division des titres “stock Splits” sur les cours boursiers. Le rendement résiduel moyen a été calculé via le modèle du marché en utilisant des données mensuelles sur un intervalle de 60 mois autour de la date d’annonce de distribution pour un total de 940 distributions entre janvier 1927 et décembre 1959. D’après les résultats trouvés, il s’avère que les rendements anormaux sont observés seulement avant la distribution mais non pas après Ce résultat semble indiquer que la distribution peut être la principale cause des rendements anormaux observés. Fama et al. (1969) ont interprété l’effet dû à la division des titres comme étant un message permettant de renseigner sur les changements des cash-flows anticipés par la firme. Leur fondement est que la distribution des bénéfices peut être interprétée comme un message sur une augmentation probable du cours des titres, chose qui implique que les dirigeants des firmes sont en mesures de maintenir d’une façon permanente un niveau des cash-flows élevé. Pour tester davantage cette hypothèse, l’échantillon choisi par Fama et al., (1969) a été subdivisé en deux catégories de firmes : (1) celles qui font augmenter leurs niveaux de dividendes dans la période qui suit la division des titres et, (2) celles qui fixent un faible taux de distribution .Le résultat trouvé montrent que le cours des titres face à l’annonce d’une augmentation des dividendes s’apprécie considérablement juste après la période de distribution. Ce résultat affirme l’hypothèse que la décision d’une distribution est interprétée par le marché comme un certain message renseignant sur l’augmentation du niveau des dividendes. Les rendements anormaux et de signes positifs observés suite à l’annonce reflète un certain ajustement des prix qui aura lieu lorsque le marché est vraiment sûr de l’augmentation du niveau des distributions. D’un autre côté, le rendement moyen anormal observé suite à un faible taux de distribution décroît au cours d’une période de l’année qui suit la distribution. Durant cette période de temps les investisseurs s’aperçoivent que leurs anticipations d’une augmentation du taux des dividendes ne se sont pas réalisées. Lorsqu’on combine le résultat d’une augmentation et une diminution des dividendes, le résultat trouvé est en accord avec l’hypothèse qu’en moyenne le marché signale des anticipations non biaisées sur le niveau des dividendes et que ces signaux sont reflétés dans le cours des titres un mois après la décision de distribution. Pettit (1972) est l’un des premiers auteurs ayant étudié la réaction des cours boursiers lors de l’annonce d’une distribution de dividende. Sur la base d’une étude effectuée sur la période 1967-1969 portant sur plusieurs variantes de distributions de profit (augmentation, suppression et diminution) et en ayant recours au modèle de marché, Pettit arrive à démonter qu’une performance anormale de l’ordre de -6.22% est observée pour le cas d’une suppression et de l’ordre de 2.02 % pour le cas d’une augmentation et de -2.24% pour le cas d’une réduction.17 Ces résultats trouvés par Pettit confirment l’idée que la variation des dividendes est un signal favorable (une bonne nouvelle) et que la réduction et l’omission sont plutôt considérées comme un signal défavorable (mauvaise nouvelle). A partir des résultats trouvés, Pettit conclue que l’annonce des dividendes permet de communiquer une information très utile et démontre que le marché réagit positivement à l’annonce d’une augmentation des dividendes et négativement lors de l’annonce d’une baisse. 17 Pettit dans le cadre de son étude a essayé également de tester le contenu informationnel et des bénéfices et des dividendes. D’après les résultats trouvés les bénéfices ne possèdent pas un contenu informationnel significatif. Pettit conclue que l’information est beaucoup plus véhiculée à travers la variation des dividendes que les bénéfices. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  16. 16. Toutefois, si Pettit confirme que l’annonce possède un impact sur la valeur actuelle des cours boursiers, cette annonce n’a pas un pouvoir informationnel important pour la prévision des cours boursiers. Pettit (1976), dans une autre étude portant sur un échantillon de 634 firmes étudiées pendant la période 1964-1968 et en se basant sur les travaux de Watts (1973), a essayé de vérifier les résultats déjà trouvés dans son étude précédente mais en plus de vérifier le contenu informationnel des bénéfices et des dividendes anticipés. Le modèle empirique développé par Pettit est de la forme : ttttttt EEDDDD    132111 (30) Avec : tD et tE désignent respectivement le dividende par action et le bénéfice par action de l’année t . A partir des résultats trouvés, encore une fois, Pettit affirme les résultats déjà trouvés dans son étude précédente et delà confirme l’idée que le contenu informationnel des dividendes est non négligeable mais en plus, cette étude a permis de confirmer un autre résultat antérieur qui stipule que le contenu informationnel des dividendes est nettement plus important que celui des bénéfices.18 Aharony et Swary (1980), en adoptant une démarche très proche de celle de Pettit et en utilisant le modèle naïf et sur la base d’un échantillon de firmes qui ont modifié leurs dividendes de plus de 10% pendant la période qui s’étale entre 1963 et 1976, suggèrent à leur tour que l’annonce de dividendes et de bénéfices ne sont pas des substituts parfaits et des tests appropriés de l’hypothèse de signalisation nécessitent de tenir en considération des éventuels effets concomitants des bénéfices et des dividendes. Après avoir contrôlé l’effet d’annonce des bénéfices, Aharony et Swary (1980) trouvent un résultat similaire à celui de Pettit. En effet, les cours bousiers des firmes n’ayant pas modifié leurs dividendes n’ont pas connu aucune variation significative. Par contre, pour les firmes ayant augmenté leurs dividendes, une rentabilité anormale positive (+0.72%) a été observée le jour de l’annonce et le jour qui précède. Alors que les firmes ayant baissé leur taux de distribution ont connu une rentabilité anormale négative de l’ordre de -3.76% aussi bien le jour de l’annonce que le jour précèdent. La mise en évidence de ces réactions permet aux auteurs de confirmer que la réaction des cours ne peut être due qu’à l’annonce des dividendes et de là, de confirmer l’hypothèse du contenu informatif des dividendes avancée sur le plan théorique.19 Aharony et Swary (1980) ont essayé également de tenir compte des effets d’annonces concomitantes des bénéfices et des dividendes. En observant le cas où il y a eu lieu une annonce d’augmentation et des dividendes et des bénéfices tout en envisagent les deux cas, le cas où le bénéfice est annoncé avant le dividende et le cas opposé. A partir des résultats trouvés, les auteurs en concluent que l’annonce d’une augmentation des dividendes fait évoluer 18 “Dividend announcement, when forthcoming, may convey significantly more information implicit in an earning announcement” Pettit (1972). Journal of business, Vol 27, p.1002. 19 “These findings of capital market reaction to dividend announcement strongly support the information content of the dividend hypothesis, namely that changes in quarterly cash dividends do provide information about changes in management’s assessment of future prospects of the firm”. Aharony et Swary (1980). The Journal of Finance, Vol 35, p. 8. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  17. 17. positivement les cours boursiers que ce soit l’annonce des dividendes est effectuée avant celle des bénéfices ou après Woolridge (1983) sur la base d’un échantillon de firmes observées durant la période 1974-1976 a essayé également d’observer les hausses et les baisses inattendues des dividendes afin de tester si les cours boursiers réagissent face à ce genre d’informations financières. En ayant recours au modèle de marché pour le calcul des rentabilités inattendues, Woolridge trouve que les cours réagissent significativement à la hausse (la baisse) suite à l’annonce d’une augmentation (d’une baisse) des dividendes. Un rendement anormal positif de l’ordre de 1.44% est observé pour le cas d’une augmentation et un rendement négatif de l’ordre de -5.59% pour le cas d’une baisse. Ces résultats amènent l’auteur à confirmer l’idée du contenu informatif des dividendes. En se concentrant sur des cas extrêmes observés au niveau des changements des dividendes, Asquith et Mullins (1983) ont essayé d’étudier l’impact d’une initiation des dividendes sur un échantillon de 168 firmes observées sur la période 1964-1980. Pour se faire, les auteurs ont examiné le rendement anormal observé sur une fenêtre de dix jours autour de la date d’annonce de dividendes. Sur les deux jours qui suivent l’annonce, un rendement anormal de l’ordre de 4.7% est observé. Asquith et Mullins, en plus de cette étude évènementielle, ont eu recours à une régression en coupe transversale qui a permis de mettre en évidence une relation positive et statistiquement significative entre la variation observée au niveau des dividendes et le rendement anormal calculé. Kane, Lee et Marcus (1984), sur la base de 352 observations d’annonce de bénéfices et de dividendes durant la période 1979-1980 trouvent que la réaction des cours boursiers est positive en cas d’une annonce d’augmentation de dividende et ce, même si les bénéfices déclarés sont en dessous de ceux anticipés. Alors que la réaction des cours boursiers est négative lorsque l’annonce est une baisse et ce même si le bénéfice annoncé est supérieur à celui anticipé. Ce résultat trouvé amène les auteurs à confirmer que l’annonce des dividendes ne peut pas être sans impact sur les cours boursiers.20 Sur le contexte français, Dumontier (1985) et en se basant sur le modèle des rendements ajustés par le risque, trouve que le marché réagit significativement lors de l’annonce d’une baisse de dividende, la chute des cours était de l’ordre de 2.05%. Mail il faut noter que cette même étude n’a pas permis de mettre en évidence une réaction des cours lors de l’annonce d’une augmentation des dividendes. Dans une autre étude, largement inspirée de celle de Fama et al (1969), Grinbatt et Titman (1984) se sont basés sur des données journalières et ont observé le rendement des investisseurs aussi bien à la date de l’annonce de distribution des dividendes que durant la période précédente. Ces auteurs ont examiné un échantillon particulier où il n’y a pas d’autres types d’annonces effectuées dans la période des trois jours autour de la date d’annonce et ont choisi des firmes pour lesquelles une décision de distribution n’a pas été prononcée depuis trois années. Pour cet échantillon composé de 125 titres, les auteurs observent une relation statistiquement significative et de l’ordre de 3.44 % autour de la date d’annonce. Ce résultat a été interprété par Grinbatt et Titman comme étant un signal favorable renseignant sur les cash- flows futurs de la firme. 20 “We found that unexpected dividend and earning announcements appear in and themselves to be able to induce abnormal stock returns”. Kane, Lee Marcus (1984). The Journal of Finance, Vol 39, p. 1098. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  18. 18. Une autre étude similaire à celle de Grinbatt et Titman (1984) effectuée par Grinbatt, Masulis et Titman (1984), qui a permis d’ailleurs de confirmer les résultats des travaux effectués Woolridge (1983), prouve que l’effet de l’annonce de dividende dépend de la taille de l’échantillon choisi. En effet, l’effet est plus important et il est de l’ordre de 4,9 % pour un échantillon de 382 annonces alors qu’il est nettement inférieur pour un échantillon de 84 annonces de distribution. Michaely, Thaler et Womack (1995), à travers l’observation de 561 cas d’initiation de dividendes et 887 cas d’omissions sur la période 1964-1988, montrent que le marché réagit sévèrement à ce gendre d’annonce. Le rendement anormal excédentaire trouvé est de l’ordre de 3.4% en cas d’initiation et de l’ordre de 7% en cas d’omission. Ces résultats font de la sorte que la réaction du marché pour le cas d’une omission est nettement plus intense que celle d’une initiation. Michaely et al, (1995) supposent ainsi que le marché possède une certaine réponse asymétrique21 pour des changements de natures différentes : augmentation, diminution (initiation, omission). Cela qui implique que le faible niveau des dividendes (diminution) possède un certain contenu informatif plus important qu’un niveau plus important de dividendes (augmentation). Michaely et al., (1995) attribuent cette réaction du marché par le fait que la réduction est un évènement qui n’est pas très fréquent ou parce que les réductions sont d’une ampleur plus importante. Pour essayer de vérifier cette réaction asymétrique du marché, Michaely et al, (1995) ont examiné cette voie de recherche et ont montré que l’effet d’un changement unitaire possède un impact sur les cours boursiers nettement plus important en cas d’omission qu’en cas d’initiation. Cela explique d’ailleurs l’une des conclusions de Lintner qui suppose que les dirigeants sont très réticents lors de la baisse (ou absence) de distribution et qu’ils essayent la plupart du temps de lisser leur dividende afin que ce dernier ne connaît pas des variations importantes. Elfakhani (1995) a effectué une étude empirique qui a permis de tenir compte d’autres paramètres non développés dans les modèles de signalisation, en particulier tous les éventements qui existent autour de la date d’annonce d’un changement de dividende. En effet, selon Elfakhani ces événements peuvent se répercuter sur l’ampleur et le sens du changement des cours boursiers comme réponse à l’annonce du changement du dividende. L’étude d’Elfakhani (1995) a permis ainsi de tenir compte, dans un monde caractérisé par une asymétrie d’information, des attributs informationnels qui sont transmis au marché en deux phases : la première phase transmet des informations à travers des documents financiers (l’investissement en capital, la structure du capital et les problèmes d’agences), durant cette première phase, l’information sera communiquée essentiellement à travers les instruments financiers et au cours de cette première phase les investisseurs vont essayer d’évaluer la clarté de cette information dévouée (soit elle est claire ou ambiguë). Dans la seconde phase, les dirigeants vont essayer de recourir à d’autres sources informationnelles, en autre à la variable dividende, pour se faire signaler un changement du niveau des dividendes. Ce niveau signalé peut soit confirmer ou infirmer les bonnes ou les mauvaises nouvelle déjà avancées dans la première phase et delà sorte que l’information sur la situation de la société serait clairement identifiée dans cette deuxième phase. 21 Selon les termes de Michaely, Thaler et Womack “Over, the results show that the market reaction to dividend change is significantly related to the magnitude of the change ( p 593); .the long term reaction to omission announcement is greater than to initiation announcement ( p606) ” The Journal of Finance (1995),Vol 50. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  19. 19. Selon Elfakhani, l’annonce des dividendes peut être ambiguë et non claire et n’a pas un pouvoir de signalisation important, si tel est le cas cela explique le rôle limité du dividende en tant que signal. Mais si le dividende joue pleinement son rôle en tant que signal, la réponse des cours des actions face à une annonce de dividende devrait être déterminée essentiellement par trois facteurs : le contenu non anticipé du changement des dividendes, le signe du changement du niveau des dividendes et le rôle signalétique du dividende. Si le marché arrive à interpréter les états financiers et en particulier le bilan d’une manière très simple, un certain consensus sur la valeur de la firme serait atteint. Dans ce cas les investisseurs vont essayer de réagir sur la base de leurs appréciations du changement et dans ce cas le signal émis par les dividendes serait un signal de type confirmatoire. D’un autre côté, les changements au niveau du bilan peuvent contenir plusieurs attributs dans le sens où il peut s’agir simultanément de bonnes et de mauvaises nouvelles, dans ce cas l’interprétation du bilan ne serait pas très claire. Le signal qui serait émis par les dividendes serait à vocation de clarification. Alors que si le signal émis n’arrive pas à être expliqué et ne permet pas de dissiper l’incertitude dans l’esprit des investisseurs, selon Elfakhani, le rôle du dividende en tant que signal ne serait pas clair et dans ce cas le dividende ne possède pas un certain contenu informationnel ou encore, que son effet informationnel est sans impact sur la valeur des cours. Pour vérifier chacun des rôles que peut jouer le dividende en tant que signal, Elfakhani et sur la base d’un ensemble d’hypothèse22 et en adoptant la méthodologie des études d’événements, a essayé de tester les deux phases de transmissions de l’information et son impact sur la valeur des cours boursiers. D’après les résultats trouvés il ressort que parmi les trois rôles attachés au dividende (confirmatoire, de clarification ou ambigu) le rôle de clarification est le plus important, la réponse du marché à ce type de dividende étant en fait la plus intense. Il est à noter également que le dividende confirmatoire ne possède pas un certain intérêt particulier pour le marché du moment qu’il ne permet pas d’ajouter une autre nouvelle ou une information non anticipée. Elfakhani, dans son étude a examiné également le rôle, et ainsi la réaction du marché, suite à plusieurs types d’annonces (maintient, augmentation ou diminution) .Un autre résultat surprenant a été trouvé de cette étude et qui est tout à fait contradictoire aux prédictions de la théorie de signalisation, c’est que le marché réagit positivement à l’annonce d’une baisse du dividende, et que la baisse dans ce cas n’est forcément synonyme d’une mauvaise nouvelle. Dewenter et Warter (1998), ont essayé de comparer le pouvoir de signalisation par les dividendes sur deux contextes différents, celui des firmes américaines (420 firmes) et celui des firmes japonaises (194 firmes). A partir des résultats empiriques trouvés, les auteurs démontrent que l’influence des dividendes comme un mécanisme de signalisation est nettement plus faible au Japon. En effet un rendement anormal est observé, pour le cas d’une omission aussi bien le jour de l’annonce de dividende que le jour qui suit. Ce rendement anormal est de l’ordre de -2.53 % pour les firmes japonaises et de -4.89% pour les firmes américaines. Alors que, lorsque l’événement est une initiation le rendement anormal trouvé est de l’ordre de 0.03% et de 2.28 % respectivement pour les firmes japonaises et américaines. De plus, cette étude de Dewenter et Warter a mis en évidence un rendement anormal de l’ordre de -6.48 % et -17.03 % respectivement pour les firmes Japonaises et Américaines. Ce rendement, et contrairement à celui calculé précédemment, a été observé sur une fenêtre de 62 jours avant la date d’événement (une omission) et de l’ordre de 0.1% et de 10.24% pour le cas d’une initiation. 22 Notamment l’existence d’une asymétrie d’information, un marché efficient sous la forme semi-forte et que les rendements des titres sont supposés être indépendants et stationnaires. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  20. 20. Tous ces résultats trouvés amènent Dewenter et Warter à conclure d’abord, que les firmes Japonaises sont moins exposées à une asymétrie d’information, cela est dû essentiellement à un système de gouvernance et une structure de propriétés différentes entre les deux pays23 . De plus, les auteurs démontrent que l’asymétrie d’information et les conflits d’agence affectent significativement la politique de dividende de la firme. Van Eaton (1999) a examiné les rendements boursiers anormaux sur un horizon de 3 ans autour des annonces de changement de dividendes et ce, pendant la période qui s’étale de 1973 à 1990. Les résultats sont en accord avec l’hypothèse du contenu informatif des dividendes. En effet des rendements anormaux et statistiquement significatifs, ont été observés après l’annonce d’une réduction ou d’une omission de dividende. Benartzi, Michaely et Thaler (1997) trouvent également un rendement anormal moyen de l’ordre de 8.6% dans l’année qui précède l’augmentation du dividende et de -28% pour les firmes qui diminuent leurs dividendes. Kao et Wu (1994), suite à la formulation d’une extension du modèle de Marsh et Merton (1987), ont examiné le contenu informatif des dividendes. Le modèle proposé est un modèle d’ajustement qui fait référence à la théorie de signalisation. Contrairement aux travaux de Watts, les résultats de cette étude montrent une relation positive entre les dividendes non anticipés et les bénéfices non anticipés. Grullon Michaely et Swaminathan (2002) en avançant l’hypothèse de maturité24 , ont observé un nombre très important de firmes (6284 augmentations et 1358 baisses) sur la période 1967- 1993. Les résultats trouvés mettent en évidence un rendement anormal significatif dû à une augmentation des dividendes de l’ordre de 1.34% et une réaction significative du marché de l’ordre de -3.71%. Amihud et Murgia (1997), sur la base d’un échantillon de 200 firmes cotées sur le Frankfurt Stock Exchange trouvent des résultats permettant de confirmer l’hypothèse du contenu informatif des dividendes. Les auteurs ont examiné la réaction des cours boursiers pour plusieurs types d’événement (255 annonces d’augmentation, 51 annonces de baisse) durant la période 1988-1992, les résultats trouvés mettent en évidence un rendement anormal significatif de l’ordre de 0.965 lors de l’annonce d’une augmentation et de -1.73 lors d’une baisse. Best et Best (2001), sur la base d’un échantillon de 6189 augmentations de dividendes et de 330 baisses étudiées sur la période 1977-1998, trouvent un rendement anormal statistiquement significatif de l’ordre de 0.6068 et -3.6773 respectivement pour le cas d’une augmentation et d’une baisse des dividendes. En utilisant le modèle à trois facteurs de Fama et French, Grullon, Michaely et Swaminathan (2002) trouvent un rendement anormal de l’ordre de 8.3% pendant les trois années qui suivent l’année de l’augmentation mais ils n’ont détecté aucune performance anormale pour les firmes qui ont diminué leurs dividendes. Dans un contexte différent de celui des USA, Amihud et Murgia (1997) ont examiné la politique de dividende des entreprises allemandes où les dividendes sont moins taxés que les plus-values en capital. Dans ce contexte, et en se basant sur les modèles de signalisation en présence de 23 “Due to the institutional differences in the structure of corporate ownership and the nature of corporate group interaction, we assume that Japanese firms are subject to less information asymmetry and fewer agency conflict than U.S. firms”. Dewenter & Warter (1998). The Journal of Finance, Vol 53, p. 902. 24 Michaely et al. (1999) ont avancé l’hypothèse de maturité qui suppose que les dividendes véhiculent une information concernant le changement de la phase où évolue la firme (d’une phase de croissance à une phase de maturité). Ils considèrent que l’accroissement du niveau des dividendes est indicateur que la firme a atteint un état de maturité. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  21. 21. coûts de signalisation tel que adopté par John et Williams (1995) et Allen, Bernardo et Welch (2000), Amihud et Murgia ne trouvent aucun pouvoir informationnel issu d’un changement des dividendes des entreprises allemandes. En effet aucune réaction des cours n’a été observée autour d’une variation des dividendes. Toutefois malgré ce résultat décevant pour l’hypothèse de signalisation, Amihud et Murgia (1997) trouvent que la variation des dividendes en Allemagne génère une réaction du marché financier qui est similaire aux autres travaux empiriques menés dans le contexte américain. Sur le contexte Japonais, Fukuda (2000) trouve que la performance des firmes a tendance à décroître suite à une baisse des taux de distributions, il met en évidence également une réaction positive (négative) des cours boursiers suite à une annonce d’augmentation (baisse) Toujours sur le contexte Japonais, Harada et Nguyen (2005) sur la base d’un échantillon de 13708 observations étudiées sur la période 1992-2001 et réparties en cinq catégorie d’annonces ( augmentation , diminution , initiation , omission et aucun changement ) et en ayant recours à une régression par le modèle Logit , trouvent qu’une amélioration de la performance est observée suite à une augmentation des dividendes (+0.6%) alors que lors d’une baisse une performance négative est plutôt observée (-0.18%) . 4. Signalisation par les dividendes et prévision des cours boursiers L’idée que les dividendes possèdent un contenu informationnel non négligeable sur l’évolution future des cours boursiers a été soutenue aussi bien, sur le plan théorique que, sur le plan empirique. Ainsi et sur le plan théorique, cette idée d’un contenu informationnel des dividendes revient essentiellement à Lintner (1956) qui suppose que les firmes augmentent leur taux de distribution seulement lorsque les dirigeants de l’entreprise estiment une certaine augmentation des bénéfices prévisionnels. Les tenants de la thèse de neutralité, MoMi(1961), suggèrent implicitement que les dividendes peuvent véhiculer une certaine information en ce qui concerne la valeur future des cash-flows mais cela n’est possible que lorsque les marchés financiers sont incomplets. Bhattacharaya (1979), Miller et Rock (1985), John et williams (1985) dans leurs modèles d’asymétrie d’information, trouvent également que les dividendes peuvent signaler sur la valeur future des profits. Sur le plan empirique de nombreux travaux empiriques [Watts (1973), Rozeff (1984), Shiller (1984)] confirment l’idée selon laquelle la politique de dividende a un impact sur la valeur future des cours, malgré que cette hypothèse et, comme le confirme Albouy et Dumontier, semble se heurter à la théorie d’efficience des marchés. Mais il faut noter que, si certains travaux arrivent à valider cette hypothèse du contenu informationnel des dividendes sur l’évolution future des cours, pas mal d’autres travaux [Benartzi, Michaely et Thaler (1997)], ne permettent pas de supporter pas cette hypothèse. Watts ( 1973) était le premier à tester la proposition que le niveau des dividendes actuel peut être utilisé comme un moyen de prévision des cours boursiers en plus que requiert cette variable de l’importance sur la valeur actuelle et passée des cours boursiers. Pour vérifier cette hypothèse, Watts a utilisé un échantillon de 310 firmes observées sur la période 1945-1968, le teste mené consiste à vérifier dans quelle mesure le profit de l’année suivante ( 1t ) peut être expliqué aussi bien par le profit et le dividende de l’année courante (t ) et l’année précédente ( 1t ). Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  22. 22. Le modèle développé par Watts est de la forme : ittitiitiitiiti DDEEE    1,4,,31,,2,11, (31) Où : tiE , et tiD , désignent respectivement le revenu et le dividende de l’entreprise i réalisé au cours de la période t. A partir des résultats trouvés, Watts démontre qu’il existe une relation positive entre le revenu courant et le dividende courant, sauf que cette relation n’est pas statistiquement significative.25 De ce résultat, il ressort que même si une relation existe entre le dividende et le bénéfice elle n’est pas très importante.26 Mais il faut noter également que si une relation entre profit et dividende n’a pas été trouvée dans cette étude, les résultats de cette même étude démontrent que le revenu anticipé dépend étroitement du revenu courant. Watts a étendu ses tests pour étudier la relation entre le changement observé au niveau des dividendes et des bénéfices de l’année antérieure. Le modèle tel que estimé par Watts par la méthode des moindre carrées ordinaires, et qui est d’ailleurs largement inspiré du modèle de base de Lintner et celui de Fama et Babiak (1968), montre l’existence d’une relation positive entre le changement non anticipé des dividendes et le changement des bénéfices mais que cette relation n’est pas statistiquement significative. De tous ces résultats trouvés, Watts en conclue que le contenu informationnel des dividendes n’est pas très important pour pouvoir prédire les bénéfices futurs.27 Dans une étude très pertinente, et contrairement à la plupart des études antérieures menées, Benartzi et al ont utilisé pour tester l’hypothèse du contenu informationnel des dividendes d’un nombre très important d’entreprises (7186 observations) étudiées pendant la période 1979- 1991. Dans cette étude Benartzi et al., (1997) ont étudié en particulier la relation entre la variation observée des dividendes et celle des résultats futurs. Le modèle développé par Benartzi et al., (1997) est de la forme : iti i i i i i t ti Dummy Div Div I Div Div P E         0, 1, 0, 0,2 1, 0, 1 1, , (32) itiit i i i i i t ti DummyX Div Div I Div Div P E          0,1 1, 0, 0,2 1, 0, 1 1, , (33) D’après les résultats empiriques de l’étude de Benartzi et al., (1997) deux résultats pertinents ont été trouvés : (1) D’abord, il existe une relation de corrélation entre le changement des dividendes et le changement des bénéfices. En effet d’après les résultats trouvés, lorsqu’il y a une augmentation du niveau des dividendes une variation de même sens a été observée au 26 “The preliminary test of the information hypothesis suggest that while the relationship between current dividends and future earnings implied by the hypothesis might exist, it probably is not very strong”. Watts (1973). The journal of business, Vol 46(2), p.198. 27 “However, all of the tests also suggest that the average absolute size of the future earning changes which might be conveyed by unexpected dividend changes is very small”. Watts (1973). The journal of business, Vol 46(2), p. 211. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  23. 23. niveau des bénéfices passés. (2) Mais une relation similaire entre la variation des dividendes et celles des bénéfices futurs n’a pas été mise en évidence à travers cette même étude. En effet dans les deux années qui suivent l’augmentation des dividendes, le changement dans les bénéfices est non corrélé ni au signe ni à l’ampleur du changement dans les dividendes.28 De Angelo, De Angelo et Skinner (1996), à travers une étude réalisée et qui porte sur la croissance, la politique de dividende et son effet de signalisation auprès des investisseurs externes ont essayé également de valider empiriquement l’hypothèse du contenu informatif des dividendes telle que soutenue par MoMi (1961), Bhattacharaya (1979), Miller et Rock (1985) et John et Williams (1985) tout en essayant de tester l’importance du signalement par les dividendes. Leur test se base essentiellement sur la décision prise durant une année de référence, qui est censée avoir un certain contenu informatif pour les investisseurs, et de s’assurer est ce que ce contenu informatif véhiculé à travers les dividendes est transitoire ou permanent. Les tests ont été effectués sur 145 firmes de la bourse de New York ayant les caractéristiques suivantes : elles ont connues une croissance de leurs bénéfices annuels durant neufs années consécutives suivi d’une année de baisse de leurs bénéfices annuels. L’année de décroissance des bénéfices annuels (années 0) représente l’année de transition d’une période de croissance positive à une période de croissance nulle. De Angelo et al.,(1996) se sont intéressés particulièrement à la politique de dividende à l’année de référence (année 0), car à ce moment de diminution des bénéfices annuels les investisseurs devraient s’intéresser davantage aux prévisions des gestionnaires de l’entreprise sur les opportunités de croissances. Trois principaux modèles ont été utilisés pour tester l’effet de signalisation par les dividendes : (1) le premier modèle mesure les bénéfices futurs des entreprises ayant augmenté leurs dividendes à l’année 0 ; (2) le deuxième modèle vérifie si les dividendes sont utilisés par les gestionnaires pour se différencier et atteindre un équilibre séparateur alors que, (3) le troisième modèle teste l’effet de dividende sur le rendement des titres à l’année de référence (l’année 0) dans une relation de long terme. Ainsi, dans cette étude de De Angelo et al., (1996), les firmes ont été divisées en trois catégories, celles qui augmentent les dividendes à l’année 0, celles qui les diminuent et celle qui laissent constant le niveau des dividendes. Les résultats trouvés démontrent que la plupart des entreprises (soit 99 entreprises) ont augmenté leur dividendes à l’années de référence (année 0) ce qui laisse supposer que les gestionnaires ne voient pas cette année de référence comme étant un bon moment stratégique pour diminuer les dividendes, une baisse pourrait diminuer le prix des actions. Sur les 99 firmes de l’étude qui ont augmenté leurs dividendes à l’année 0, 67 firmes les augmentent de plus ou autant que l’année précédente. Les gestionnaires de ces compagnies malgré une baisse des bénéfices semblent au moins aussi confiant des perspectives de leurs compagnies à l’année 0 qu’à l’année -1. Pour tester l’hypothèse qui stipule qu’une augmentation des dividendes est considérée comme étant une bonne nouvelle, les auteurs ont effectué des tests sur les 99 firmes ayant augmenté leurs dividendes à l’année 0. En ayant recours à deux modèles différents, le premier est celui 28 “Consistent with the earlier finding of Watts (1973), we are unable to find any evidence to support the view that changes in dividends have information content about future earning while there is a strong past and current link between earning and dividend changes, the predictive value of changes in dividends seems minimal. Indeed, the only strong predictive power we can find is that dividend cuts reliably, signal an increase in future earning …” Benartzi et al., (1997). The Journal of Finance, p. 1031. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  24. 24. de la marche aléatoire29 “random walk”, le second est le modèle d’ajustement à la croissance30 . Les résultats trouvés montrent que pour le modèle de la marche aléatoire, les bénéfices des années, 1, 2 et 3 ne sont pas très différents des bénéfices de l’année de référence (année 0) ce qui prouve que le marché ne suppose pas l’existence d’une bonne surprise. Pour le modèle de l’ajustement à la croissance, les bénéfices anormaux des années 1, 2 et 3 sont négatifs ce qui suppose que le marché interprète ce message comme étant une mauvaise nouvelle. Pour tester l’équilibre séparateur, De Angelo et al., (1996) ont effectué une analyse par coupe transversale des dividendes à l’année de référence, le dividende étant utilisé par les gestionnaires pour se différencier des autres entreprises étant dans la même situation mais ayant des perspectives de croissance futures plus faibles. Ainsi si les dividendes servent aux firmes à se différencier, les firmes qui augmentent les dividendes devraient avoir des bénéfices anormaux futurs plus élevés. Quatre régressions ont été effectuées dont la variable dépendante est les bénéfices anormaux alors que les variables explicatives sont les bénéfices de l’année 0 et de l’année -1 en plus de quatre des variables dummy : i. une variable dummy égale à 1 si la firme augmente les dividendes à l’année 0 et égale à 0 autrement ; ii. Une variable dummy égale à 1 si la variation des dividendes à l’année 0 est plus élevée que la variation des dividendes à l’année -1 et égale à 0 autrement ; iii. Une variable représentant la variation en pourcentage des dividendes à l’année de référence (l’année 0) ; iv. Une variable représentant la différence entre la variation en pourcentage des dividendes à l’année 0 et l’année -1. D’après les résultats trouvés aucune des coefficients n’est statistiquement significatifs, l’hypothèse de l’équilibre séparateur ne peut pas donc tenir. En plus les coefficients sur les variables représentant les dividendes et ceux des variables dummy, sont très proches de zéro. Ces résultats sont contradictoires à ce que normalement prédit l’hypothèse de l’équilibre séparateur qui suppose que se sont plutôt les firmes qui augmentent leurs dividendes à l’année 0 sont celles pour qui normalement les bénéfices futurs sont plus élevés. Pour tester l’effet de signalisation par les dividendes, De Angelo et al., (1996) ont observé également le versement des dividendes durant les années subséquent à l’année de référence (année 0) à savoir les années 1, 2 et 3. Ainsi de l’échantillon complet, les résultats trouvés démontrent qu’il y a environ le même nombre de firme qui augmentent leurs dividendes au moins trois fois ou plus qu’il en a qui ne les augmentent pas du tout. La plupart des firmes qui augmentent leurs dividendes trois fois ou plus sont celles qui les avaient augmenté à l’année 0 et que les deux tiers des firmes qui n’avaient pas augmenté leur dividendes à l’année 0 ne font aucune augmentation de l’année 1 à 3. Pour tester encore une fois si les dividendes sont un bon outil de signalisation, De Angelo et al., (1996) ont refait les régressions précédentes seulement que les bénéfices anormaux sont 29 Le modèle de la marche aléatoire consiste dans ce contexte à soustraire des bénéfices réalisé des années 1, 2 et 3 les bénéfices anticipé. Les bénéfices anticipés étant les bénéfices réalisés à l’année 0. Si cette soustraction est positive alors le signalement des dividendes est positif et les dividendes annoncent réellement une hausse des bénéfices futurs. 30 Le modèle d’ajustement à la croissance consiste dans ce contexte, à soustraire des bénéfices réalisés des années 1, 2 et 3 les bénéfices de l’année 0 ajustés au taux de croissance des années -1 et -5. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  25. 25. calculés avec l’année 1, comme année de référence ou de base. Dans cette régressions les auteurs ont comparé les bénéfices anormaux des firmes ayant augmenté leur dividende à l’année 0 et à l’année 1 avec les bénéfices anormaux de l’ensemble des firmes avec les bénéfices anormaux des firmes n’ayant pas augmenté leurs dividendes ni à l’année 0 ni à l’année 1. A partir des résultats, il ressort qu’aucune différence significative n’a été trouvée, delà les auteurs en concluent que l’augmentation des dividendes ne fournit aucune information à propos des bénéfices futurs. Ces résultats sont d’ailleurs similaires à ceux de Benartzi et al., (1997). Pour tester l’impact des dividendes sur le cours des titres , De Angelo et al.,(1996) ont subdivisé l’horizon en deux parties un horizon de court terme (le jour de l’annonce de l’augmentation des dividendes) et autre de long terme. Sur le court terme les titres associés avec une hausse des dividendes ont un meilleur rendement. En effet, un rendement anormal faible est de signe positif a été trouvé (0.66% à l’année 0 et 0.55% à l’année 1) Sur le long terme, il ressort que les firmes qui ont augmenté leur dividende à l’année 0 ont des rendements cumulés moins négatifs que celles qui ne les ont pas augmentés (-10.17% contre -22.03%). Ainsi, cette étude, De Angelo et al.,(1996), ont essayé de tester l’hypothèse que les gestionnaires ont le pouvoir de gonfler le prix des actions à travers le versement des dividendes. Mais si ce gonflement est artificiel, les firmes qui ont augmenté leurs dividendes à l’année 0 et qui ont induit les investisseurs en erreur, devraient enregistrer des rendements négatifs durant les années suivant l’année 0. Seulement les résultats des tests empiriques ne montrent pas cet effet. En effet les firmes qui ont augmenté leurs dividendes durant l’année 0 n’ont pas de rendements négatifs durant les années 1 et 3 ni en terme absolu, ni par rapport aux firmes n’ayant pas augmenté leurs dividendes à l’année 0. Les explications qui ont été avancés par De Angelo et al.,(1996), pour motiver ces résultats décevant rentrent dans le cadre de la discussion des hypothèses de recherche qui ont été avancées dans le cadre de cette étude et notamment que l’hypothèse qui stipule que les bénéfices actuels contiennent assez d’information pour prédire les bénéfices futurs qui se trouve rejeté. En effet, selon De Angelo et al.,(1996) il est possible que le signal venant des dividendes ne soit pas d’une grande aide pour prévoir les bénéfices futurs puisque l’information des bénéfices actuels est suffisante à cette prévision. Nissim et Ziv (2001) ont essayé d’étudier la relation entre un changement au niveau de la profitabilité future, mesurée en termes de profit anticipé et de profit anormal.31 Cette étude supporte l’hypothèse de l’existence d’un certain contenu informatif des dividendes. Nissim et Ziv à travers cette étude, que nous développerons ci-après, trouvent que les dividendes entraînent une information concernant le niveau de la profitabilité pour les années 31 La plupart des travaux antérieurs en particulier ceux de Aharony et Swary (1980), Asquith et Mullins (1983), Pettit (1972) ont essayé d’étudier la relation entre le changement du niveau des dividendes et la profitabilité future supposent que les profits sont distribués selon une relation aléatoire augmenté d’un terme additionnel. Ils calculent la profitabilité non anticipée comme étant la différence entre le changement de profit déjà réalisé diminué de la valeur estimée du terme additionnel. Par contre Nissim et Ziv ont subdivisé le profit en deux parties, le profit “normal” et le profit anormal qui est définie comme étant la différence entre le total du bénéfice réalisé et le profit normal. Concernant l’impact de toute information, elle sera répercuter sur la partie du bénéfice anormal, de ce fait Nissim et Ziv considèrent que le profit anormal est une mesure alternative de la profitabilité. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  26. 26. ultérieures. Ils trouvent également que le changement du niveau des dividendes est relié au changement des profits pour les deux années qui suivent le changement du dividende. Le travail de Nissim et Ziv se base sur la méthodologie adoptée par Benartzi et al.,32 qui ont examiné la corrélation entre le taux de changement de dividende par action dans une année de référence, soit l’année 0, corrigé par la valeur de marché des actions. Cette hypothèse fait que les bénéfices suivent une relation aléatoire et de manière que le changement du bénéfice permet de mesurer tout changement non anticipé de la profitabilité de la firme. Pour vérifier les résultats trouvés par Benartzi et al , Nissim et Ziv (2001) ont utilisé la régression suivante : /)( 01011 ttt DIVRPEE    (34) Avec : tE représente le bénéfice de l’année courante t ; 1P , la valeur de marché des actions de la firme au début de l’année où il y a eu lieu un changement du dividende ; 0DIVR représente le taux de changement par action du dividende en l’année 0. De cette manière, Nissim et Ziv (2001) ont identifié toute modification qui peut être considérée comme étant un événement (augmentation, diminution ou aucune variation) et ce, pour la période qui s’étale de 1963 à 1997. Les résultats des estimations par la méthode des MCO trouvés par Nissim et Ziv (2001) confirment celle de Benartzi et al., (1997). En effet, le coefficient de la variable qui traduit la variation des dividendes ( 1 ) est positif et il est statistiquement significatif pour l’année 0 mais il n’est pas significatif pour les années 1 et 2. Nissim et Ziv poursuivirent leur étude et supposent que la spécification de modèle peut faire que les coefficients 1 soit de signe négatif pour les années 1 et 2, cela peut être dû à des erreurs de spécifications du modèle en particulier le fait que la variable dépendante est fortement corrélée avec tout changement en dividende ou encore le fait de l’omission d’une variable de contrôle importante et qui soit corrélée avec le changement du dividende. Pour essayer de tenir compte de ces lacunes de spécifications, Nissim et Ziv ont essayé de spécifier l’erreur de mesure dans la variable indépendante, par la suite ils ont essayé d’ajouter d’autres variables afin d’améliorer la spécification du modèle. Dans une autre formulation, Nissim et Ziv considèrent que le ratio bénéfice /cours ( ROE ), qui traduit la rentabilité des capitaux propres, peut contenir un certain attribut informatif concernant les bénéfices futurs. Ainsi cette variable a été ajoutée comme une variable additionnelle dans leur modèle de base de manière que le modèle estimé est de la forme : /)( 1201011 tttt ROEDIVRBEE    (35) Cette équation est estimée pour les années 1 et 2, le ratio 1tROE est mesuré par le rapport [ 11 /  tt BE ] entre le bénéfice de l’année 1t ( 1tE ) et la valeur comptable des actions ( 1tB ). Nissim et Ziv ont utilisé deux types de régressions : la première est une estimation par les MCO alors que dans la deuxième les auteurs ont essayé de tenir compte aussi bien de Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  27. 27. l’hétéroscédasticité que de l’auto-corrélation entre les variables et ce en précédant par la méthode telle que préconisée Fama et MacBteh (1973). Les résultats trouvés par Nissim et Ziv montrent que pour les années 1t et, 2t , le coefficient de la variable traduisant la variation des dividendes ( 1 ) est de signe positif et il est statistiquement significatif et que le coefficient de la variable rendement des capitaux propres ( 2 ) est également statistiquement significatif mais il est de signe négatif. Ces résultats indiquent que la variation des dividendes possède un certain contenu informatif sur les bénéfices futurs pour les deux années qui suivent l’année où il y a lieu un changement du niveau des dividendes. Les résultats trouvés prouvent également que la variation observée au niveau des dividendes est fortement corrélée avec la variation observée au niveau du bénéfice de l’année en cours. Par conséquent, la relation positive entre la variation des dividendes et celle des bénéfices pour les deux années qui suivent peut être due à une éventuelle corrélation dans la série des variations des bénéfices. Pour examiner si le changement des dividendes informe sur les variations des bénéfices futurs, Nissim et Ziv ont ajouté une autre variable de contrôle à savoir le rapport entre la variation observée entre le bénéfice future (de l’année 1) et celui réalisé pendant l’année en cours et la valeur comptable des actions [ 110 /)(  BEE ]. L’addition de cette variable fait que le modèle serait présenté de la manière suivante : /)(/)( 110312001001011 ttnptt BEEROEDIVRDNCDIVRDPCBEE    (36) Ce modèle est estimé pour les années 1 et 2, sachant que les variables DPC et DNC sont des variables dummy qui prennent la valeur 1 pour le cas d’une augmentation (diminution) de dividende et la valeur zéro autrement. Les résultats de l’estimation de ce modèle montrent que pour l’année 1, le coefficient pour le cas des augmentations et des diminutions des dividendes sont tous les deux significatifs et de signe positif. Mais le coefficient de l’augmentation de dividende est plus important que celui de la diminution. Alors que pour l’année 2, le coefficient de l’augmentation de dividende reste positif et statistiquement significatif, mais que le coefficient de la diminution est presque nul. Nissim et Ziv ont essayé d’élargir leur étude en examinant la relation entre le changement de dividende et le niveau de profit pour les cinq années qui suivent l’année où il y a eu lieu un changement du dividende. Pour cela les auteurs ont utilisé deux autres mesures alternatives du profit : le bénéfice normal et le bénéfice anormal. Le bénéfice normal mesure le rendement attribué à chaque action alors que le rendement anormal est mesuré par la différence entre le bénéfice normal et le rendement requis par les actionnaires étant donné un coût de capital connu. Le modèle testé pour le cas d’un profit normal est le suivant : 0911811716t 1514130020010 tttt ttttttt EDIVDNCDIVDPCDIV PBEDIVDNCDIVDPCE       (37) Alors que le modèle testé pour le cas d’un profit anormal est le suivant : 0911811716t 1514130020010 tttt ttttttt AEDIVDNCDIVDPCDIV PBAEDIVDNCDIVDPCAE       (38) Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627
  28. 28. Ces deux modèles ont été estimés pour les années, 5,...,2,1t , et sachant que t désigne l’année où il y a eu lieu un changement de dividende et 0DIV désigne le changement de dividende. Les résultats de l’estimation de ce modèle montrent qu’une augmentation des dividendes est positivement reliée aux revenus des quatre années qui suivent l’année de changement de dividende, et qu’une diminution des dividendes n’est pas reliée aux revenus futurs. L’absence d’une corrélation entre la baisse de dividende et les revenus futurs ne signifie pas nécessairement que la baisse de dividende ne possède aucun contenu informatif pour les revenus futurs. Le contenu informatif de cette baisse peut être capturé par le revenu de l’année en cours. De tous les résultats trouvés, Nissim et Ziv en concluent que la rentabilité future de la firme est reliée à la variation (et l’ampleur de la variation) observée au niveau des dividendes et que la réaction du marché diffère selon qu’il s’agit d’une annonce d’augmentation ou de baisse de dividende (réaction asymétrique). En effet seulement lors d’une augmentation de dividende qu’une amélioration de la performance est enregistrée pendant les quatre années suivant l’annonce d’augmentation, par contre aucune profitabilité anormale n’est observée lorsqu’il s’agit d’une annonce de baisse de dividende.33 Ofer et Siegel (1987) ont utilisé un échantillon de 781 changements observés au niveau des dividendes afin d’examiner comment les analystes financiers modifient leurs prévisions du bénéfice courant comme réponse à la modification observée au niveau des dividendes. Ofer et Siegel trouvent que les analystes réagissent à la variation observée au niveau des dividendes et révisent leurs prévisions par un certain montant qui était positivement corrélé avec la taille du changement effectuée au niveau des dividendes. Ils ont en plus, mis en évidence que la révision des prévisions, est positivement corrélée avec la réaction du marché à l’annonce du dividende. Healy et Palepu (1988), à travers un échantillon de 131 entreprises qui pratiquent une initiation de dividende, constatent que les profits connaissent une augmentation très rapide pendant les années antérieures et continuent à connaître la même allure pour au moins les deux années suivantes. Cependant dans leur échantillon de 172 entreprises qui n’ont pas effectué de distribution, le résultat est totalement contradictoire de ce que la théorie de signalisation suppose. En effet les profits diminuent pendant l’année de l’omission mais connaissent une augmentation très importante pendant les années suivantes. Dans une autre étude, Fukuda (2000), sur le contexte japonais et sur la base d’un échantillon 223 entreprises, a testé l’hypothèse de signalisation par les dividendes et la relation entre annonce de dividende et valeur actuelle et future des cours boursiers. Les résultats trouvés montrent que le coefficient des changements de dividende est positif mais il n’est pas statistiquement significatif, les auteurs en concluent à partir de ce résultat que l’hypothèse de signalisation par les dividendes n’est pas vérifiable sur le contexte japonais. Grullon, Michaely et Swaminathan (2002) trouvent un résultat similaire à celui de Benartzi et al (1997). Le modèle de signalisation développé met en évidence une relation entre le changement du niveau des dividendes et le changement des caractéristiques de la firme en particulier sa classe de risque. En utilisant un échantillon d’entreprises qui modifient leur 33 “We document that, after controlling the expected change in future earnings, dividend changes are positively related to earning changes of two years following the dividend change. We also show that dividend changes are positively related to the level of future profitability … the findings are not symmetric for dividend increases and decreases. For full sample, dividend increases are associated with future profitability for at least four years after the dividend change, while dividend decreases are not related to future profitability after controlling for current and expected profitability”. Nissim & Ziv (2001). Journal of Finance, Vol 56, p.2131. Electronic copy available at: https://ssrn.com/abstract=3314627

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