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Informatisation: Céline Pouliot/Aide éditoriale: Fatou Dramé, Inès Gargouri

Gestion et abonnement/Administration and SubscriptionFINÉCOFaculté des sciences de l’administration, Université LavalSte-Foy (Québec) Canada G1K 7P4Téléphone: 418-656-2584 Télécopieur (FAX): 418-656-2624Site: http://www.fsa.ulaval.ca/fineco/

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ISSN 1183-3920Dépôt légal: 4e trimestre 1991Bibliothèque nationale du QuébecBibliothèque nationale du Canada©Finéco, 1996

Ce qu’est FINÉCO The nature of FINECO

Il s’agit d’une revue annuelle qui publie en français,avec résumés en anglais, des articles avancés enfinance, économie et comptabilité. La préférence vaaux articles empiriques ou de synthèse rédigés avecpédagogie.

It is an annual review which publishes in French, withsummaries in English, advanced papers dealing withfinance, economics or accounting research. The pref-erence is given to articles of an empirical or syntheti-cal nature which evidence a pedagogical concern.

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1

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30 $ US40 $ US

2

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50 $ US60 $ US

3

58 $70 $

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AVIS AUX LECTEURS, AUTEURS ET AUTRESINTÉRESSÉS À FINÉCO

Les volumes 14 et 15 de Finéco sont les derniers sur papier.

Les autorités de sa Faculté d’accueil à l’Université Lavalenvisage la création d’une revue Finéco électronique.

La décision n’est pas encore arrêtée. Il se peut qu’elle soitprise dans un avenir pas trop lointain.

La Direction sortante de Finéco, dès qu’elle sera fixée surl’avenir électronique possible en cause, diffusera la nouvellesur son site. Tout ce qu’elle sait présentement, c’est que lesautorités attendent de pouvoir composer une nouvelleDirection. Or il n’est pas facile de réunir des dirigeants pourune revue électronique, les revues du genre étant rarissimeset leur expérience peu connue.

Qu’une heureuse issue advienne!

La Direction sortante

P.S. Le bilan de Finéco sur papier est fait aux pages 107 à112 du volume 15.

Comité d’appui/Support Board

Fayez Boctor (Laval)Michael Brennan (UCLA)Charles Carrier (Laval)Jean-Claude Cosset (HEC)Jacques Desbiens (UQAC)Jérôme Detemple (McGill)Jacques Pasquier-Dorthe (Fribourg)Jin-Chuan Duan (Toronto)Bernard Dumas (HEC, Paris)Louis Eeckhoudt (Mons, ret.)Pierre Fortin (UQAM)David Fowler (York, ret.)Paul Halpern (Toronto)Michel Levasseur (Lille, Louvain)Alix Mandron (HEC, Montréal)Ieuan Morgan (Queen’s, ret.)Jacques Préfontaine (Sherbrooke)Gordon Roberts (York)Jean Roy (HEC, Montréal)Eduardo Schwartz (UCLA)Daniel Thornton (Queen’s)Bernard Vermot-Desroches (UQTR)Pierre Yourougou (World Bank)Daniel Zéghal (Ottawa)

REVENU INÉGAL ET LUTTE DES CLASSES: L’ANGLE POSITIF

FINÉCO, vol. 15, année 2005 1

REVENU INÉGAL ET LUTTE DES CLASSES:L’ANGLE POSITIF

Richard Roll (UCLA) et John Talbott (AAA)1

Résumé. Les auteurs étudient la disparité du revenu dans 113 pays durant lesannées 90. Ils trouvent que le quintile pauvre d’un pays dispose, en moyenne, dedix fois moins de revenu que le quintile riche. Le pauvre s’en tire mieux en pays sesituant plus haut dans les échelles suivantes: revenu moyen, syndicalisation, impo-sition, dépenses étatiques, éducation et droits de propriété. En pareilles situations,les riches obtiennent en général un revenu supérieur en même temps qu’une partplus grande de l’assiette nationale. Par ailleurs, les auteurs observent un revenu plusfaible chez les pauvres comme chez les riches, en même temps que plus de disparitédans les ex-colonies espagnoles et en pays plus dépendants du marché noir ou ducommerce international. La démocratie, via ses droits et libertés, contribuerait à lacroissance sans qu’on puisse toutefois la relier à la disparité du revenu. Même si lespays mieux nantis s’avèrent fréquemment plus égalitaires, les auteurs ne soutien-nent pas pour autant que grande prospérité signifie forcément plus d’égalité. Ilsconstatent que, avec un développement au moins rudimentaire et des politiquesappropriées, un pays peut à la fois réduire l’inégalité du revenu sur son territoire eten hausser le niveau moyen. Finalement, ils estiment que si l’on abordait l’inégalitésous l’angle du revenu moyen des pauvres et des riches, plutôt que de leur pourcen-tage du revenu national, on atténuerait le mordant de la lutte des classes.

1 Richard Roll professe la finance à l’Université de Californie à Los Angeles. Ses coordon-nées sont: Anderson School, UCLA, 110 Westwood Plaza, Los Angeles, CA 90095-1481;tél.: 310-815-6118; fax 310-206-8404; [email protected]. John Talbott est présidentde “Africans Against AIDS, Inc.”, 2148 2nd Avenue, New York, NY 10029;[email protected]. Les auteurs remercient hautement leurs fournisseurs de données(Heritage Foundation; Banque Mondiale; Freedom House; Organisation Internationale duTravail), de même que M. Daron Acemoglu pour la patiente explication de ses travauxutiles à leurs fins, ainsi que les bibliothécaires de l’Université de Californie à San Diegopour leur soutien documentaire inégalable. Ils remercient également Mme Inès Gargouripour l’enrichissement que ses calculs ont apporté au tableau 1. Ils se sentent, par ailleurs,fort redevables au professeur Guy Charest pour son adaptation française de leur travailinédit (Roll et Talbott, 2002) et pour les améliorations que son regard critique a permises.

RICHARD ROLL ET JOHN TALBOTT

2 FINÉCO, vol. 15, année 2005

I. INTRODUCTION

Nous voulons caractériser la répartition du revenu au sein des pays et mieuxen comprendre les écarts entre pays. Nous prétendons qu’en étudiant l’inégalitéentre riches et pauvres sous l’angle des niveaux respectifs de revenu, plutôt que deleurs parts (en pourcentage) de l’assiette nationale, on peut mieux entrevoir sousquelles conditions la lutte des classes peut devenir moins mordante.

L’idée généreuse de mieux diviser la richesse d’un territoire entre ses classesremonte à la nuit des temps et loge au coeur de nombreuses utopies et religions.Bien avant notre ère, en Mésopotamie, voire en Grèce, les autorités recouraient par-fois à l’annulation générale des dettes, présumément pour favoriser les classesmoins nanties.2 L’attitude moralisatrice face aux intérêts du prêt perdure, notam-ment chez les musulmans.

La préoccupation du partage des richesses n’échappe pas à la plupart desétats modernes et à leurs représentants, tels l’ONU, l’OCDE, le FMI et la BanqueMondiale. Les savants en ont fait un objet de recherche scientifique sérieuse depuisque des statisticiens éminents, comme Corrado Gini(1894-1964), ont proposé desmesures plus raffinées des inégalités entre classes. Depuis les années 50, diverséconomistes ont approfondi le sujet et enrichi la méthodologie en cause, dont Kuz-nets(1955), Alesina et Rodrik(1994), Edwards(1997) et Forbes(2000), parmi biend’autres auxquels nous reviendrons. C’est dans leur sillage que se situe notre étude,sa justification étant multiforme. Nous offrons, notamment, un survol des étudesmarquantes récentes, un plus vaste échantillon de pays (113) avec les meilleuresdonnées disponibles des années 90 et un éventail élargi de variables explicativespossibles des inégalités (une vingtaine).

Ci-dessous, nous présentons d’abord nos mesures de disparité de revenu,ainsi que les facteurs explicatifs envisagés et l’essentiel de nos résultats (section II).Nous abordons ensuite la problématique particulière aux mesures et nos premiersrésultats bivariés (III). Une appréciation visuelle à base de graphiques (IV) précèdela section (V) sur nos résultats multivariés et leur interprétation. En conclusion(VI), nous faisons ressortir les facteurs explicatifs les plus soutenables et l’impres-sion acquise que la lutte des classes s’atténuerait si l’on voyait l’inégalité sousl’angle du niveau de revenu par classe plutôt que de la fraction reçue.

2 W.H. Goetzmann en traite dans le brouillon du début d’un livre (Financing Civilization) enpréparation (2005). On y accède via viking.som.yale.edu/will/finciv/chapter1.htm.



II. MESURES D’INÉGALITÉ ET APERÇU GLOBAL

On mesure d’ordinaire l’inégalité, ou la disparité, de revenu au sein d’un paysen contrastant les pourcentages qu’obtiennent ses classes pauvre, mi-pauvre, mi-riche et riche. On peut la mesurer globalement via le coefficient Gini (d’après soninventeur) à défaut d’adopter un bon substitut, le ratio Riche/Pauvre des pourcen-tages en cause3.

Le Gini (=G) va de 0 (inégalité nulle où tous auraient même part) à 1 (inéga-lité totale où tout irait aux riches). Son équation, G = 1-2L, fait appel à l’espace Lsous la courbe de Lorenz unissant les fractions croissantes (0 à 1) du revenu (enordonnée) et de la population (en abscisse). Si l’inégalité disparaît, la courbe de-vient la diagonale montante d’un carré unitaire, d’où une surface sous-jacente deL = (1/2)(1)(1) = 1/2 et G = 1-2L = 0. Là où l’inégalité deviendrait maximale, uneminorité de plus en plus mince s’approprierait le revenu total du pays. Alors, lacourbe de Lorenz se confondrait de plus en plus avec la base et la hauteur du trian-gle, la surface (L) sous la courbe tendant vers 0. D’où G = 1-2L = 1 ou 100%.

Toutefois, si l’on traite d’aptitude à réduire la pauvreté, les pourcentages évo-qués s’y prêtent mal. Il vaut mieux établir comment la politique adoptée fait évoluerle revenu par pauvre. En principe, toute lutte efficace bonifie le revenu des démunissans, au minimum, nuire aux autres.

Sont réunies au tableau 1, et à son complément, l’annexe 2, diverses statis-tiques d’inégalité sur les 113 pays étudiés avec des données plus ou moins synchro-

nes, pour les années 904. On y voit notamment que l’inégalité selon Gini existe àhauteur de 40% en moyenne et que le champ du revenu annuel par habitant va de400 $ (Rwanda) à 36 509 $ (Luxembourg) avec une moyenne de 7 200 $. On en tire

que le quintile pauvre gagne en moyenne du revenu national contre

pour le quintile riche, avec un ratio Z/Y moyen de 9,8. Selon le Gini

3 Par exemple, on peut établir que les Gini et ratios Riche/Pauvre sont corrélés à hauteur de0,99 pour 18 pays européens, de 0,95 pour 13 pays d’Afrique, de 0,96 pour 15 pays d’Asieet 0,85 pour 21 pays des Amériques. Ces 67 pays font partie des 69 (dont 2 d’Australasie)aux données suffisantes pour l’analyse multivariée. Pour les 113 pays réunis, la corrélations’établit à 0,84.

4 L’asynchronisme vient du fait que les pays ont chacun leur fréquence et moment pour ob-tenir leurs statistiques. Pour les détails, voir les sites web respectifs.

Y 6 4%=

Z 46 7%=



TABLEAU 1Inégalité selon Gini et répartition du revenu

(moyenne et champ par groupe de pays, années 90)

Gini%

Pourcentage de revenu par quintile Revenupar

habitant$

RatioRichePauvrePauvre 2 3 4 Riche

A. Les 113 payséchantillonnés

- Moyenne- Minimum- Maximum

39,7 19,5

62,9a

6,41,1

11,9b

10,62,0

15,8b

15,09,2

18,8b

21,317,1

23,7a

46,731,4

65,0c

7 199400

36 509d

9,82,6

57,6a

B. Les 44 payshors analysemultivariée


38,919,5

62,9a

6,71,1

11,9b

10,82,0

15,8b

15,19,6

18,8b

21,517,1

23,7a

46,031,4

65,0c

4 012474

36 509d

9,72,6

57,6a

C. Les 69 pays del’analyse


. Sous-échantillon18 pays européens


. Sous-échantillon13 pays d’Afrique


. Sous-échantillon21 pays des

Amériquese


. Sous-échantillon

17 pays d’Asief


40,223,160,3

29,723,136,1

43,428,959,3

49,531,560,3

37,524,950,9

6,31,6

10,6

8,46,6

10,4

5,82,99,8

4,11,67,5

7,14,4

10,6

10,55,5

14,9

13,311,514,9

9,75,5

13,2

8,25,6

12,9

11,17,9

14,2

14,99,2

18,5

17,415,918,5

13,99,2

16,6

13,010,317,2

15,311,917,6

21,217,423,6

22,721,823,2

20,617,422,7

20,417,923,0

21,319,223,6

47,133,364,8

38,233,343,4

50,039,064,8

54,439,363,6

45,235,756,5

9 232400

28 649

18 8987 00026 677

2 456400

8 645

6 7971 78028 649

7 1861 18324 804

9,93,238,6

4,73,26,5

10,34,022,3

16,55,238,6

8,43,412,6

(Suite, p. 5)



TABLEAU 1 (Suite)

D. Statistiques surpays apparentés

Gini%

Pourcentage de revenu par quintile Revenupar

habitant$

RatioRichePauvrePauvre 2 3 4 Riche

. Dits anglo-saxonsAustralieCanadaÉtats-UnisRoyaume-Uni

35,231,540,836,1

5,97,55,26,6

12,012,910,511,5

17,217,215,616,3

23,623,022,422,7

41,339,346,443,0

21 03022 49928 64920 004

7,05,28,96,5

Moyenne 35,9 6,3 11,7 16,6 22,9 42,5 23 046 6,9

. Piliers européensAllemagneFranceItalie

30,032,727,3

8,27,28,7

13,212,614,0

17,517,218,1

22,722,822,9

38,540,236,3

21 71320 81320 485

4,75,64,2

Moyenne 30,0 8,0 13,3 17,6 22,8 38,3 21 003 4,8

. ScandinavesDanemarkFinlandeNorvègeSuède

24,725,625,825,0

9,610,09,79,6

14,914,214,314,5

18,317,617,918,1

22,722,322,323,2

34,535,835,834,5

23 40718 88525 84419 519

3,63,63,73,6

Moyenne 25,3 9,7 14,5 18,0 22,6 35,2 21 913 3,6

. Est-européensBulgarieHongriePologneRoumanieSlovaquieTchéquie

26,424,431,628,619,525,4

10,110,07,88,911,910,3

13,914,712,813,615,814,5

17,418,317,117,618,817,7

21,922,722,622,622,221,7

36,834,439,737,331,435,9

4 9129 2527 0006 6989 083

12 871

3,63,45,14,22,63,5

Moyenne 26,0 9,8 14,2 17,8 22,3 35,9 8 303 3,7

. Afriquedu Nord (N=3)noire (N=9)du Sud (N=1)

35,344,359,3

7,55,62,9

11,69,55,5

15,813,89,2

22,020,517,7

43,150,664,8

4 1471 2058 645

6,210,322,3

. Amérique latine(N=17)

52,4 3,6 7,5 12,3 19,9 56,9 4 795 18,7

Gini: Il s’agit du coefficient d’inégalité de revenu. Il est expliqué à la section II.

Les statistiques pour chacun des 113 pays échantillonnés sont en annexe 2. Y figurent 69 pays étoilés (*) pour lesquelsles données trouvées permettent une analyse multivariée. Les pourcentages de répartition ci-dessus sont après impôt puisque basés sur des relevés de consommation ou apparentés. Ils englobent les versements étatiques directs aux particuliers. Toute-fois, le revenu par habitant est avant impôt.a,b,c, d: Les pays aux valeurs maximales respectivement en cause sont: Sierra Leone, Slovaquie, Centrafrique, Luxembourg.e: Les 21 pays des Amériques englobent 17 pays latins dont les moyennes sont données isolément en fin de tableau.f: L’Asie est étendue ici à 2 pays d’Australasie: Australie et Papouasie-Nouvelle-Guinée.



moyen, l’inégalité de revenu augmente ainsi d’un continent à l’autre: Europe (30%ou moins selon la région), Asie (38%), Afrique (43%) et Amérique (50%), surtoutdue à l’Amérique latine (52%). En Europe, en particulier, les pays scandinaves aurevenu moyen élevé (22 000 $ environ) s’avèrent les moins inégalitaires (Gini =25%), suivis de près par les est-européens (Gini = 26%) au passé communiste vi-siblement plus égalisateur qu’enrichissant (8 300 $ par habitant). Quant aux troispiliers (Allemagne, France, Italie), ils rivalisent presque de richesse avec les paysanglo-saxons (22 000 $ vs 23 000 $) tout en la partageant mieux, à en juger par leurcoefficient Gini inférieur (30% vs 36%).

Notre échantillon, aussi vaste soit-il, peut être biaisé vu la propension plau-sible de pays plus pauvres à moins diffuser leurs statistiques de revenu auxinégalités souvent flagrantes. Un indice réside dans notre annexe 1 où figurent 54pays dont nous n’avons pu obtenir la répartition des revenus. En bonne majoritépauvres, tout au plus en trouve-t-on 10 réputés plutôt riches, y compris quelques cas(notamment l’Islande) affichant une discrétion peu explicable. Que le lecteur soitdonc averti du biais possible en cause. Espérons que nos résultats empiriques n’ensouffrent pas trop, et dans leur signification et dans les inférences qu’ils nousinvitent à soutenir. Un bon signe: les caractéristiques d’inégalité des 69 pays sou-mis à notre analyse multivariée ressemblent à celles des 44 gardés hors analyse,alors que ceux-ci s’avèrent clairement plus pauvres en moyenne, avec 4 000 $ con-tre 7 200 $ selon les pans B et C du tableau 1.

Pour expliquer la variance dans les mesures d’inégalité, nous avançons les 21déterminants potentiels décrits plus loin au tableau 2. Si le problème de leur multi-colinéarité se surmonte via des méthodes appropriées, l’endogénéité demeureproblématique et rend ambiguë toute conclusion de causalité.

En général, les pays mieux nantis sont plus égalitaires. Sur 113, seuls 5 paysaffichent plus d’inégalité qu’en moyenne (selon Gini) en même temps qu’un re-venu individuel supérieur (Chili, Malaysie, Afrique du Sud, Uruguay et États-Unis). Pour l’essentiel, l’égalité s’avère plus forte dans les pays plus riches, plussyndiqués, plus instruits, plus taxés, plus respectueux des droits de propriété et oùl’État dépense plus. Ce qui surprend, ces facteurs d’égalité ne pèsent pas sur laclasse riche, du moins sur son revenu individuel.

Par ailleurs, on observe un revenu plus faible, tant chez les pauvres que chezles riches, dans les anciennes colonies espagnoles et dans les pays plus dépendantsdu marché noir ou du commerce international. Même si le facteur démocratiquefavorise l’essor économique (Roll et Talbott, 2001), son lien avec l’égalité devientnon significatif en présence du facteur de revenu par habitant. Bien sûr, si plus derichesse signifie plus d’égalité, le facteur démocratique peut avoir une influenceégalitaire positive indirecte.



Si les facteurs que l’on mesure ne résultent pas d’une plus grande égalitémais la causent, alors il existe des politiques propres à stimuler la croissance et àréduire l’inégalité, sans qu’une visée compromette l’autre.

III. PROBLÉMATIQUE ET PREMIERS RÉSULTATS

On suppose volontiers que la redistribution du revenu se somme par zéro:l’aide à une classe diminue d’autant le revenu des autres. Ce résultat tient si l’oncomptabilise en pourcentages la richesse agrégée totalisant 100%. Toutefois, ceux-ci se révèlent plus trompeurs que les niveaux de revenu par classe. Par exemple,dans un pays de N habitants à revenu moyen de 10 000 $ où le quintile pauvre dis-pose de 5% du revenu national, le revenu moyen du pauvre se chiffrerait à 2 500 $[= 5% (N * 10 000)/(N/5)]5. Mais avec 10% du revenu national, advenant que lerevenu annuel moyen dans le pays soit faible (disons 1 000 $), le pauvre vivraitavec cinq fois moins, soit 500 $ en moyenne. Fixation égalitaire exclue, le pauvrepréfèrera 5% en pays riche que 10% en pays pauvre.

Dans les 113 pays étudiés, le ratio des pourcentages des quintiles riche etpauvre va de 2,6 (Slovaquie) à 57,6 (Sierra Leone), avec une moyenne de 9,8 et unécart type de 8,5. Devant une telle dispersion, on a l’instinct d’enlever au quintileriche pour donner au quintile pauvre. Vu les moyennes du tableau 1, on n’auraitqu’à priver les riches au bénéfice des pauvres de 6,4% du revenu total pour que lepauvre double son revenu tout en retenant quelque 40% pour les riches. À premièrevue, il s’agit d’un petit fardeau sur le riche qui irait loin pour atténuer la misère dupauvre. La relation négative à tendance linéaire de la figure 1 entre les fractions durevenu national allant aux quintiles pauvre et riche de 113 pays révèle bien cepotentiel d’échange à somme nulle.6 À vrai dire, la stricte linéarité (à pente néga-tive unitaire) s’obtiendrait forcément en reliant la fraction pauvre à son complé-ment (les fractions réunies des 4 autres quintiles). La méprise de somme nulle vapresque de soi ici. Comparons plutôt les niveaux de revenu sachant que dans le paysi de Ni habitants le revenu par habitant se situerait à Ri et que le quintile j com-mande la fraction ij du revenu national. Alors le revenu moyen pour le quintiles’établit à ( ij) (RiNi)/(N/5) = 5 ij Ri.

La figure 2 relie, comme la 1, les quintiles pauvre et riche, sauf qu’il s’agitde revenus individuels plutôt que de fractions, leur dispersion asymétrique étant

5 Ici le revenu national total avant impôt est réparti selon les fractions des quintiles baséespour l’essentiel sur la consommation après impôt. Les implications de cette base de calculs’avèrent faibles selon notre évaluation des choses.

6 Bien noter que nos figures n’indiquent pas nécessairement une causalité allant de l’ordon-née à l’abscisse.



atténuée via logarithmes. Surprise ici, la corrélation pauvre-riche demeure fortemais change à positive. Ainsi voit-on la relation pauvre-riche sous son angle positifdès que l’on relie des niveaux plutôt que des parts de revenu.

Le revenu du pauvre s’élève là où le riche en a plus aussi. Il semble donc queles intérêts de l’oie et du jar coïncident. La prudence scientifique, toutefois, ne secontente pas d’une relation bivariée forte. Il lui faut une analyse multivariée. Or,elle se complique s’il s’agit d’inégalité sociale, vu l’ambiguité causale qui s’y rap-porte et la multicolinéarité des déterminants potentiels. La tentation existe deprédire que certaines politiques avantagent une classe en nuisant à une autre maisleurs conséquences peuvent échapper tant aux attentes qu’aux intentions. À ce jour,il n’est pas acquis que les politiques visant à réduire les inégalités de revenu per-mettent d’augmenter les ressources des pauvres, ou encore, d’influencer le sort ducitoyen riche ou moyen. En témoigne depuis toujours le FMI avec ses constats àrépétition de l’insuccès des initiatives anti-pauvreté dans le monde7.

IV. INÉGALITÉS ET PROCHES FACTEURS

La figure 3 relie le coefficient d’inégalité Gini au revenu par habitant pourles 113 pays étudiés. Grosso modo, on y voit qu’à plus haut revenu correspond Gini(ou inégalité) plus faible, donc une tendance égalitaire en pays plus riche. L’intéres-sant, c’est l’absence virtuelle de points dans le quart supérieur droit. Elle indiquebien qu’une inégalité supérieure coexiste rarement avec un revenu moyen supérieurdans un pays

Kuznets(1955) et Jha(1996), parmi d’autres, ont observé un U inversé pourla relation entre inégalité et revenu. Une interprétation veut que le préalable àl’émergence d’un pays soit une phase d’inégalité croissante. Thorton(2001) trouveun point d’inflexion autour d’un revenu annuel moyen de 2000 $. Pour notre part,la figure 3 n’en révèle pas. Toutefois, avec le logarithme du revenu en abscisse,comme à la figure 4, et en forçant un peu des yeux, on trouve un semblant de Uinversé avec inflexion autour du logarithme de 7, soit autour d’un revenu de quel-que (e7 =) 1 100 $, un niveau plutôt conforme à celui de Thorton.

Pays archi-pauvres mis à part, revenu supérieur se conjugue avec plus d’éga-lité. Mais où logent la cause et l’effet? Plausiblement, le pauvre finit par profiterdavantage d’une croissance rapide que le riche, du moins en pourcentage, car il part

7 Dans le seul Bulletin français du FMI ([email protected]) du 3 juillet 2006, on évoque lepeu de progrès dans la lutte anti-pauvreté tant au Panama (p. 182) qu’en Namibie (p. 184),en plus de s’inquiéter d’inégalités croissantes aux Indes (p. 188).



d’un niveau plus bas. Le contre-argument (Alesina et Rodrik, 1994; Persson etJabellini, 1994), veut que l’inégalité freine le développement, peut-être parcequ’elle nourrit l’instabilité, qui réduit l’investissement et par là la croissance (Ale-nisa et Perotti, 1996). Hélas, pour établir la causalité, il faut de longues suites dedonnées d’inégalité couvrant de nombreux pays et déterminants. Seuls quelquesauteurs ont eu accès à de pareilles suites sur l’inégalité sociale mais pour un nombrelimité de pays (Deininger et Squire, 1996; Forbes, 2000).

Par ailleurs, comme la figure 5 montre un lien positif étroit entre l’inégalitéselon Gini et le revenu (en %) des riches, ceux-ci auraient matière à s’opposer auxmesures égalitaires. Mais dès qu’au pourcentage on substitue le niveau de revenu(v. figure 6), le lien étroit disparaît. La relation devient floue, non linéaire et néga-tive (très faibles revenus exclus). C’est en pays plus égalitaires que les richesobtiennent de meilleurs revenus. Encore une fois, le coin supérieur droit est vide depoints. Seuls les États-Unis se particularisent en ayant à la fois un Gini supérieur àla moyenne (40,8% > 39,7%) et une classe riche dont le revenu moyen dépasse60 000 $ [5 R = 5 * 28 649 * 0,464 = 66 466]. Sa classe riche est seconde derrièrecelle du Luxembourg [5 * 36 509 * 0,365 = 66 628], celui-ci étant moins inégali-taire toutefois (Gini = 27% vs 41%).

V. RÉSULTATS MULTIVARIÉS

À notre appréciation, visuelle jusqu’ici, de l’inégalité sociale en fonction durevenu, passons à notre analyse multivariée formelle. Les déterminants potentielssont réunis au tableau 2 avec leurs sources. Notre analyse se fait à partir des 69 paysavec données complètes (pays étoilés parmi les 113 de l’annexe 2).

Le tableau 3, partie A, montre les corrélations entre les déterminants con-sidérés et révèle une multicolinéarité prononcée qu’il convient de traiter viarégression à composantes principales (Judge et al., 1985, p. 909-912). Le traitementconvient ici parce que les variables retenues s’avèrent des substituts aux conditionslatentes inobservables qui jouent sur l’inégalité. Par ailleurs, il se peut fort bien queles substituts dépassent en nombre les vrais facteurs sous-jacents.

Les valeurs propres liées à la matrice 21X21 des corrélations indiquent laprésence de nombreuses variables latentes. La première composante principaleexplique 41% de la variance, le pourcentage ne frisant 90% qu’autour de la 9e com-posante. D’où notre décision d’intégrer les 10 premières composantes dans nosrégressions ordinaires initiales. Les dix coefficients obtenus sont transformés etrapportés à l’espace original à 21 dimensions. Cette procédure répandue équivaut



TABLEAU 2Dimensions des variables d’après leurs sources

et dans leur ordre du tableau 3

0. Variables dépendantes pour les 10 régressions (Sources: Banque Mondiale et CIA World Factbook). Coefficients Gini et pourcen-tages ( 1,..., 5) du revenu national par quintile: issus de relevés couvrant 1991-96; données à base de consommation ou derevenu. S’agissant du revenu par habitant total (ou du revenu privé correspondant, lequel exclut la fraction phi, , du revenutotal attribuable aux versements étatiques) au sein de tout quintile j, il s’établit par les calculs suivants pour un pays donné:Q$j = (Revenu par habitant) (Population) j/(Population/5) = 5 (Revenu par habitant) j, et Q$Pj = Q$j(1- ). NB: La BanqueMondiale respecte la PPA (parité du pouvoir d’achat) dans ses données de revenu par habitant.

1. Revenu par habitant (Sources: Banque Mondiale et CIA World Factbook). Revenu par habitant en 1996 (corrigé pour PPA).

2. % syndiqué (Source: L’Organisation Internationale du Travail). Fraction syndiquée des travailleurs, y compris en agriculture.

3. Barrières commerciales (Source: Heritage Foundationa). Tarif moyen. Barrières non tarifaires. Corruption douanière.

4. Impôt (Source: Heritage Foundationa). Taux moyen du particulier. Taux corporatif maximal. Etc.

5. Dépenses étatiques (Source: Heritage Foundationa). Dépenses en % du PIB. Englobent les versements aux particuliers.

6. Intervention étatique (Source: Heritage Foundationa). Consommation de l’État en pourcentage du total dans l’économie. Entitésd’affaires possédées par l’État. Part du revenu de l’État issu de ses entités d’affaires. Production économique de l’État.

7. Politique monétaire (Source:: Heritage Foundationa). Taux d’inflation pondéré durant 1990-99 (poids plus grands pour tauxrécents).

8. Freins à l’investissement étranger (Source: Heritage Foundationa). Existence d’un code de l’investissement étranger. Limites àla propriété corporative étrangère. Restrictions liées aux entités d’affaires ouvertes aux capitaux étrangers. Restrictions visantles firmes étrangères et exigences de performance. Propriété étrangère de la terre. Égalité face à la loi des firmes à propriétéintérieure ou étrangère. Restrictions au rapatriement des bénéfices. Accès au capital intérieur pour la firme étrangère.

9. Restrictions bancaires (Source: Heritage Foundationa). Propriété étatique des banques. Accès des banques étrangères au marchédu pays. Influence de l’État sur l’affectation du crédit. Règlements de l’État. Liberté d’offrir services financiers, titres etpolices d’assurance.

10. Salaires et prix (Source: Heritage Foundationa). Présence d’une loi du salaire minimum. Liberté d’établir privément des prix.Contrôles étatiques sur les prix. Degré d’application des contrôles. Subsides d’état pesant sur les prix.

11. Droits de propriété (Source: Heritage Foundationa,b). Degré d’indépendance de la magistrature. Contrats obéissant à un codecommercial. Sanction de l’arbitrage étranger des différends contractuels. Expropriation pratiquée par l’État. Corruption chezles magistrats. Délais des décisions judiciaires. Propriété privée reconnue et protégée.

12. Réglementation (Source: Heritage Foundationa). Qualifications pour le permis d’affaires et facilité de son obtention. Corruptionbureaucratique. Lois du travail définissant semaine de travail, congés payés, congés parentaux, etc. Règlements liés à environ-nement, protection du consommateur, santé des travailleurs. Règlements lourds pour l’entreprise.

13. Marché noir (Source: Heritage Foundationa). Contrebande. Piraterie intellectuelle. Importance sur ce marché de la productiontant agricole que manufacturière, des services, du transport et de la main-d’oeuvre.

14. Droits politiques (Source: Freedom Houseb). Élections libres. Droit de vote. Absence d’influences militaires ou totalitaires. Etc.

15. Libertés civiles (Source: Freedom Houseb). Égalité des chances. Autorité de la loi avec justice pour tous sans menaces arbitraires(de prison, tortures, etc.). Libertés d’expression, d’association, de religion, de réunion, de manifestation, d’organisation, etc.

16. Liberté de presse (Source: Freedom Houseb). Présence des médias aptes à garantir la liberté de communication. Lois et décisionsde l’État influant sur le contenu des médias. Influence politique ou financière sur les médias. Oppression et censure des médias.

17. Éducation (Source: Banque Mondiale). Nombre d’années de scolarité des “25 ans”.

18. Commerce international (Source: Banque Mondiale). Niveau de ce commerce en % du PIB.

19, 20, 21. Ex-colonie britannique, française, espagnole (Source: Roll et Talbott, 2001). Trois variables binaires 0,1 où 1 signifie colo-nisation antérieure britannique, française ou espagnole, dans l’ordre.

____________________________

a Puisé in The 2001 Index of Economic Freedom, publié par l’Heritage Foundation et accessible via internet en version plus récente. Le fardeaufiscal selon Heritage combine le taux sommaire d’impôt (reflétant les taux des particuliers et des firmes), soit le niveau de notre variable Impôt,aux dépenses étatiques brutes exprimées en % du PIB (qui chiffrent notre variable Dépenses étatiques).

b Échelle inversée pour qu’elle s’interprète aisément en la faisant croître dans le sens de plus de droits ou libertés.



à de la régression ordinaire sous restrictions linéaires correspondant aux vecteurspropres de la matrice de corrélations. Vu ces restrictions, on arrive souvent àdépartager clairement les erreurs- types en cause malgré la multicolinéarité.

Le tableau 3, partie B (3B ci-après) renferme les résultats de 10 régressionsqui diffèrent, de gauche à droite, par leur variable dépendante d’inégalité: (1) lecoefficient de Gini; (2), (3), (4) les % du revenu national liés au quintile pauvre(Q1%), aux 3 quintiles moins riches réunis (0-60%) et au quintile riche (Q5%); (5),(6), (7) les niveaux correspondants (Q1$, 0-60$, Q5$) du revenu total par habitant;et (8), (9), (10) les niveaux correspondants (Q1$P, 0-60$P, Q5$P) du revenu privé(P) par habitant, où P s’obtient en diminuant le revenu total d’une fraction égaleau poids des dépenses étatiques dans le PIB.

Rappelons que si R symbolise le revenu total moyen par habitant d’un paysdonné et la proportion allant à un quintile donné, alors Q$, le revenu par habitantdu quintile égale 5 R, tandis que le revenu privé correspondant, Q$P, se mesurepar 5 R(1- ). Le calcul Q$ présuppose que la part du revenu total venant desdépenses étatiques est proportionnelle à la consommation du quintile, ce quis’accepte s’il s’agit de versements directs aux particuliers. Mais la répartition parquintile du revenu explicite relié aux dépenses classiques (pour défense, routes,etc.) s’en trouve faussée assurément, sans compter les dépenses étatiques faites enpure perte qui causent une surestimation du revenu pour tout quintile. Quant au cal-cul du revenu privé (Q$P), il s’avère une sous-estimation pour tout quintile, vuqu’il exclut les versements directs et revenus étatiques implicites. En adoptant cesdeux mesures concurrentes du revenu moyen par quintile, on espère cerner un peules effets du “vrai” revenu inobservable.

Au tableau 3B, parmi les coefficients des mêmes 21 variables visant à expli-quer l’inégalité de revenu selon 10 mesures et régressions concurrentes, on encompte au moins 8 (noircis sur 21) qui sont significatifs à 95% ou mieux (avecQ1% comme mesure d’inégalité) et au plus 15 (avec 0-60$). Les variables dépen-dantes basées sur le montant, ou niveau, de revenu (Q1$, 0-60$, Q5$) s’avèrent lesmieux expliquées, du moins selon leurs coefficients R2

aj respectifs (90,0%; 92,0%;82,8%). Viennent ensuite les variables dépendantes de revenu privé (81,5%;82,9%; 65,2%), puis celles basées sur les pourcentages de revenu (50,0%; 55,9%;55,4%). Quant à la mesure de Gini, elle présente un R2

aj de 55,4%. Même si nosmesures à base de montants y trouvent 80% à 90% d’explication, il se peut que desfacteurs fondamentaux nous échappent, ou encore, que nous ayons recouru à dessubstituts imparfaits. Bien malin qui peut le savoir ici.

Il nous paraît utile ici de répartir les 21 facteurs considérés entre 4 classes:



(1) Les 3 facteurs insignifiants: intervention étatique; restrictions bancaires;salaires et prix. Comme aucune régression n’en révèle l’importance, on abonne raison de les écarter.

(2) Les 8 facteurs jouant sur le revenu moyen plutôt que sur sa disparité: barrièresau commerce (-); politique monétaire alias inflation (-); barrières à l’investisse-ment étranger (+); droits politiques (+); libertés civiles (+); liberté de presse(+); colonisation britannique (-); colonisation française (-). Certains sont signi-ficatifs dans presque toutes les colonnes liées aux montants de revenus sansl’être pour les colonnes de gauche liées de près aux inégalités. Ils sont donc peupertinents à nos fins.

(3) Les 7 facteurs favorisant l’égalité: revenu individuel moyen; % syndiqué; im-pôt; dépenses étatiques; droits de propriété; règlementation; éducation. Outrequ’ils soient significatifs, ils présentent les signes attendus: négatifs avec Gini(dont le niveau baisse avec plus d’égalité); en général positifs avec la part despauvres (Q1%) et négatifs avec celle des riches (Q5%). Ces facteurs s’impo-sent comme les plus pertinents à nos fins (nous élaborons plus loin).

(4) Les 3 facteurs favorisant l’inégalité: marché noir: commerce international; co-lonisation espagnole. Leurs liens positifs avec Gini, négatifs avec Q1% et posi-tifs avec Q5% signifient tous plus d’inégalité avec la simple présence du passécolonial, un marché noir plus actif et plus de commerce international.

Nous risquerions l’insouciance en n’ajoutant pas au moins quelquesremarques que voici sur la dizaine de facteurs des classes (1) et (2) trouvés sanseffet sur la disparité du revenu. Les consuls français et anglais apprécieront la trou-vaille que leurs anciennes colonies se montrent plus égalitaires que le pays moyensur ce plan, mais plus pauvres toutefois. Une bonne surprise veut que plus dedémocratie ou liberté (politique, civile, de presse) ne signifie pas plus d’égalité,alors que dans notre autre étude (Roll et Talbott, 2001) plus de démocratie dans unpays signifie croissance et revenu accrus. Toutefois comme le revenu individuelmoyen, ou revenu par habitant, se révèle au tableau 3B le facteur le plus relié auxmesures d’inégalité, il faut croire que le lien démocratie-égalité ne tient plus unefois que l’on prend ce revenu en compte. Élaborons à son sujet avant d’aborder lesfacteurs des classes (3) et (4) qui jouent dans l’explication égalitaire.



Plus sur le revenu par habitant (RPH: variable 1)

Statistiques t du tableau 3B à l’appui, le RPH du pays constitue notre facteurexplicatif primordial. Un RPH plus élevé a un fort effet positif sur toutes lesmesures de revenu par quintile (colonnes 5 à 10). Le résultat n’a rien de tau-tologique vu qu’un quintile donné voit sa part de revenu diminuer dès qu’un RPHaccru avantage d’autres quintiles. En fait, il est plutôt inévitable que les partsrespectives changent au moins un peu avec un RPH plus élevé.

Notons que le Gini décline avec un RPH croissant: le pays plus riche devientdonc plus égalitaire. Par ailleurs, les régressions 2 à 4, révèlent que la part du quin-tile pauvre (Q1%) et celle des trois moins riches réunis (0-60%) augmentent engénéral lorsque le RPH s’élève, alors que la part du quintile riche (Q5%) baisse.Ainsi la hausse du RPH aurait un effet négatif relatif sur le riche, mais insuffisanttoutefois pour que baisse son niveau de revenu (donc son bien-être). En témoignentles coefficients du RPH dans les régressions 1, 7 et 10; également, la figure 7 oùl’on voit clairement, grâce aux mesures logarithmiques accentuant la linéarité, quela hausse du RPH fait reculer l’inégalité selon Gini et croître le montant de revenutant du riche que du pauvre. De plus, la meilleure droite des pauvres s’avère signi-ficativement plus pentue que celle des riches (pente = 1,130 avec stat. t = 30,9, con-tre 0,929 avec t = 69,6). L’affirmation s’appuie sur notre preuve (disponible) quela meilleure droite traduisant le lien entre l’écart pauvre-riche de revenu et le RPHdu pays [en fait, le lien entre log (Q1$/Q5$) et log (RPH)] possède une pente po-sitive qui diffère de zéro (t = 4,07). Quant au lien Gini-RPH négatif attendu, ils’avère significatif (-0,103; t = -5,15) mais néanmoins plus faible que ceux déjàprésentés unissant tant le revenu des pauvres que des riches au RPH du pays. Pourrésumer ici, on observe une forte association entre revenu plus élevé des pauvrescomme des riches, et un RPH plus élevé dans les 113 pays étudiés, le lien étant plusprononcé pour les pauvres.

Certains avancent que l’inégalité cause la sous-croissance plutôt que d’enêtre l’effet (Alesina et Rodrik, 1994; Persson et Tabellini, 1994; Clarke, 1995). Àmesure que croîtrait l’inégalité, on n’observerait pas, selon eux, d’effet immédiatsur le revenu mais les classes plus pauvres deviendraient une majorité capabled’imposer des politiques qui, prétendument, minent la croissance (salaire mini-mum, syndicalisation, aide étatique aux pauvres, etc.). Or, pour notre part, syndica-lisation et dépenses étatiques accrues s’accordent à revenu total accru pour toutesles classes (col. 5 à 7, tableau 3B, 6 coefficients positifs sur 6, dont 1 seul insigni-fiant pour Q5, le quintile riche). Avec le revenu privé (col. 8 à 10) plutôt que total,les deux liens sont faiblement négatifs pour le Q5, mais toujours positifs et plutôtfaibles pour les autres quintiles.



Ajoutons que Kristin Forbes(2000) critique les écrits reliant inégalité et sous-croissance, après avoir résumé les arguments moins connus de certains tenants d’unlien positif entre inégalité et croissance (Saint-Paul et Verdier, 1993; Benabou,1996; Galor et Tsiddon, 1997a, 1997b). Elle soutient, résultats à l’appui, que plusd’inégalité courante est reliée significativement à une croissance subséquente plusrapide, du moins si l’on exclut les pays très pauvres. Les écrits critiqués pècheraientsurtout par omission de variables et manque de bonnes données. Recourir à despans de bonnes données (avec variables binaires pour compenser l’omission devariables liées aux périodes et pays différents) ne peut qu’améliorer les estimations,selon Forbes. Elle mentionne quelques variables omises importantes, comme l’édu-cation et la corruption. Celles-ci entrent dans nos facteurs explicatifs, le deuxièmevia l’activité du marché noir.

Si Forbes voit juste (l’inégalité de revenu mène à plus de croissance), pour-quoi les pays couramment riches s’avèrent-ils plus égalitaires? Comme ceux-ci ontcrû plus vite dans le passé, les résultats de Forbes ne tiennent que si ces pays ontd’abord connu une forte inégalité, suivie de surcroissance puis d’une richesse suf-fisante propice à plus d’égalité. Les contorsions dans l’explication la rendentsuspecte. La simple intuition voit la croissance comme moteur d’égalité.

Pour s’assurer de bonnes données partout, Forbes(2000) a dû réduire les paysétudiés à 45 avec comme résultat une représentation ouest-européenne et asiatiqueforte, latine américaine plutôt faible et subsaharienne nulle. De plus, l’inégalitéselon Gini au fil des demi-décennies couvertes par Forbes(1961-1990; voir son ta-bleau 2, p. 875) varie peu en moyenne, ce qui rend ses résultats dépendants des payspeu nombreux aux variations plus fortes. À titre indicatif, avec des données simi-laires aux siennes, le lien entre Gini et croissance subséquente s’avère tant positifque significatif, mais sa statistique t de 2,13 tombe à 1,13 dès qu’on retranchesciemment la Finlande et Trinidad-et-Tobago, deux petits pays. Une telle dépen-dance inquiète. En revanche, plus récemment, il semble que les fortes variations deGini soient le lot de gros pays. Par exemple, en rapportant les Gini trouvés par nouspour les années 90 aux Gini de Forbes pour 1976-80 et 35 pays étudiés en commun,on obtient 20 baisses d’inégalité et 15 hausses, avec un ratio moyen de 0,97 ayant0,16 comme écart type. Celui-ci toutefois chute à 0,12 si l’on exclut les ratios deGini qui révèlent au moins 25% d’évolution sur les années en cause. Il s’agit duJapon et de l’Indonésie avec des ratios en baisse à 0,75 avec en parallèle les haussesà 1.26 de la Chine et à 1.45 du Royaume-Uni. À première vue, on dériverait lente-ment vers moins d’inégalité en moyenne (quelque -3% selon Gini dans le dernierquart du 20e siècle), mais non sans poussées contraires (temporaires?) chez de grosjoueurs, dont en particulier le Royaume-Uni.



Droits de propriété, réglementation et marché noir (variables 11, 12, 13)

Notre tableau 3B montre que l’inégalité d’après Gini (col. 1) ou d’après lapart des riches (col. 4) baisse significativement avec la force des droits de propriété,alors qu’augmente, en toute cohérence, la part des pauvres (col. 2,3). Il n’empêcheque cette force présente un lien positif net avec tous les niveaux de revenu attribuésaux pauvres comme aux riches (col. 5 à 10). Pour peu qu’elle cause vraiment ceseffets, on aurait une deuxième condition (après le revenu national moyen)bénéfique à tous (de Soto, 2000) tout en réduisant l’inégalité.

Le lien propriété-richesse déroute, vu l’indifférence naturelle dans les paysplus pauvres de la grande majorité démunie, et le faible nombre des motivés con-centrés dans la petite minorité possédante. On y supplée parfois en “programmant”une meilleure répartition de propriété, via: réforme agraire; mutation de squatteursen propriétaires; régime d’intéressement des employés; déductibilité des intérêtshypothécaires; etc. Cette promotion, directe ou diffuse, de la propriété individuellerisque de porter fruit et, à terme, de rehausser les niveaux d’égalité et de revenumoyen.

Réforme agraire et confiscation ne vont pas de pair car l’État possède souventde vastes pans de terre, habitables et inoccupés, qu’il peut céder aux démunis. Unetelle initiative devrait au moins promouvoir la fierté du possédant dans la classepauvre et rendre la prospérité plus accessible. La coïncidence paraît peu fortuiteentre l’attribution aux premiers colons américains, canadiens et australiens deterres à prix dérisoires ou nuls et l’éventuelle propulsion de leurs pays parmi lesplus avancés. Même si leur plus forte progression appartient à la révolution indus-trielle (la 2e moitié du 19e siècle pour l’essentiel; Acemoglu et al., 2002), les droitsde propriété nécessaires à l’industrialisation se trouvaient déjà définis et respectéspar les possédants terriens d’alors. L’Amérique latine contraste grandement avecses inégalités plutôt criantes: des Gini de l’ordre de 0,55 (v. tableau 1) et des actifs,terres comprises, à propriété très concentrée (Birdsall et Londono, 1997). Qu’il yait pure coïncidence avec son sous-développement relève de l’improbable. Enfin,la croissance dans les pays avancés du littoral d’Asie découlerait, selon Alesina etRodrik (1994), de réformes agraires pratiquées après la 2e Grande Guerre.

Au tableau 3B, l’on voit aussi qu’avec plus de marché noir l’inégalité d’aprèsGini augmente (col. 1) tandis que les parts ou niveaux de revenu baissent partout(col. 2 à 10), les coefficients étant tous significatifs. Le marché noir signale la cor-ruption que Li et al. (2000) relient à plus d’inégalité et à moins de croissance. Lacorruption va de pair avec le manque de titres de propriété. Elle entrave tant



Impôt et Dépenses étatiques (variables 4 et 5)

Les variables Impôt et Dépenses étatiques (en % du PIB) s’avèrent positive-ment liées au revenu total des quintiles en cause (col. 5, 6, 7, tableau 3B), lasignification étant plus forte pour les pauvres. S’agissant du revenu privé, des lienssignificatifs à peine plus faibles tiennent pour l’impôt (col. 5, 6, 7), contre un seullié au quintile pauvre (col. 8) pour les dépenses étatiques. Les liens plus forts avecle revenu des pauvres se reflètent dans leurs effets égalitaires prononcés. En effet,le Gini baisse (donc l’égalité augmente) avec plus de dépenses étatiques tandis quecroît (décroît) la part des pauvres (riches). La simple intuition admet le lien positifentre la part, voire le niveau de revenu des pauvres et les dépenses étatiques. Aprèstout, l’État crée bien des programmes au bénéfice des pauvres. La figure 8, qui situeles 113 pays étudiés selon le log du revenu moyen des pauvres et les dépenses éta-tiques, indique une bonne corrélation positive, nonobstant quelques pointsextrêmes encerclés (Centrafrique, Sierra Leone) qui pourraient résulter de piètresdonnées.

La relation positive entre revenu des riches et impôt (col. 7, 10) rebute l’in-tuition. Se peut-il que l’impôt se substitue dans les régressions à un attribut positifde l’État? La Porta et al.(1998) soutiennent qu’un état plus performant récolte plusd’impôt. Pour Olson(1986), le riche profiterait d’un État qui promeut la stabilitésociale en aidant les pauvres. Friedman(1962) partage cette visée en proposantd’aider les pauvres via un impôt négatif (donc un impôt accru pour les riches).

Éducation (variable 17)

Plus d’éducation mène clairement à moins d’inégalité (selon Gini, col. 1)comme à plus de revenu pour toutes les classes (col. 5 à 10). Toutefois, les moinsriches en profitent plus puisque leur part de revenu en subit un effet positif, sanséquivoque pour les trois quintiles réunis (col. 3), et au moins marginal (au seuil de10%) pour le quintile pauvre pris isolément (col. 2). Bien sûr, cet avantage relatifdes pauvres ne s’acquiert que par un effet contraire significatif sur la part des riches(col. 4).

Nos résultats n’étonnent pas. Déjà l’on sait d’Edwards(1997) que les paysmisant sur l’éducation font reculer l’inégalité de revenu. Or, l’éducation se mesureici en années de scolarité acquise avant 25 ans. Cette borne s’avère donc plus li-mitative pour le riche (son argent ne la repousse pas) que pour le pauvre (scolaire-ment, il part de plus loin et en bénéficie plus). Toutefois, l’éducation se paie. Ils’agit d’un investissement auquel on en sacrifie d’autres sur la voie du développe-ment national. Effet causal admis, on peut soutenir que plus d’éducation signifie



prospérité et égalité accrues. Mais n’oublions pas que cette causalité est réversiblelà où une élite accapareuse, antiféministe ou autrement mal disposée, freineraitl’éducation des pauvres.

Commerce international (variable 18)

Nous observons significativement plus d’inégalité en pays plus dépendantsdu commerce international: le Gini s’y élève tandis que la part de revenu y baisseou monte, dans l’ordre, pour le pauvre ou riche. Quant aux niveaux de revenu, ilsbaissent tous, quoique non significativement pour les riches (col. 7, 10). Ens’accentuant, cette dépendance affaiblirait donc le revenu dans les pays en causemais en frappant surtout les pauvres, peut-être via la pression exercée sur leursalaire. Cependant, on frise l’imprudence en admettant cette causalité. Il peut fortbien s’agir pour les pays plus inégalitaires d’accéder, via importation, aux produitssophistiqués voulus par leurs riches en les payant via l’exportation de biens simplesà main-d’oeuvre bon marché (tissu, banane, boeuf, etc.).

Barrières commerciales (variable 3)

Quant au lien positif peu significatif trouvé entre l’inégalité selon Gini et lesentraves au commerce (ligne 3, col. 1), il se retrouve dans le manque de significa-tion des coefficients de la variable 3 lorsque l’inégalité à expliquer se mesure parles pourcentages de revenu (col. 2 à 4). Cependant, plus d’entraves dépriment si-gnificativement tous les niveaux de revenu (col. 5 à 10). Ainsi rejoignons-nousEdwards(1997) selon qui le pays en développement qui désentrave le commercen’amplifie pas l’inégalité des classes. Les tenants du libre échange estiment que soneffet primordial sur l’égalisation des prix dérive plus du degré d’ouverture que duvolume en cause. Et pareillement pour le progrès technologique qui atténue leseffets déformants des monopoles intérieurs. De plus, comme on associe libreéchange à revenu moyen supérieur (Roll et Talbott, 2001), il se peut qu’il ait uneffet positif indirect sur l’égalité.

Par ailleurs, pourquoi ce manque de promotion du libre échange dans lespays en développement? La réponse ne serait pas étrangère, selon nous, à l’obser-vation courante voulant que la corruption institutionnalisée, avec ses pots-de-vin ouautres bénéfices privés, s’intègre bien aux barrières commerciales. Celles-ci sontd’ailleurs corrélées (0,46; v. tableau 3A) avec l’ampleur du marché noir. Il y a aussiles misères démobilisantes que subit tout peuple agraire en transition vers plus detechnologie.



Colonisation (variables 19, 20, 21)

Au tableau 3B, le facteur 21 sous forme binaire captant le statut d’ex-colonieespagnole présente 8 coefficients significatifs sur 10. Seuls manquent de significa-tion les effets négatifs sur le revenu, tant total que privé, des riches (col. 7, 10). Lestatut espagnol signifie à la fois plus d’inégalité selon Gini et des parts et desniveaux de revenu qui baissent pour les pauvres alors que la part des riches monte(col. 4). Le statut britannique (facteur 19) correspond à une baisse significative des6 mesures de revenu, même si marginalement pour le revenu privé des riches. Il nejoue pas vraiment sur les 4 mesures directes d’inégalité, tout comme le statutfrançais (facteur 20). Celui-ci signifie aussi moins de revenu en général dans lepays mais la signification devient marginale au niveau du revenu privé.

L’ex-colonie espagnole typique se démarque donc de la britannique ou de lafrançaise par son caractère hautement inégalitaire. Toutefois, même si la natureexogène d’un tel statut rend le sens causal assez sûr, il n’est pas dit que l’effetobservé n’en masque pas un autre. Par exemple, pensons à l’effet possible d’insti-tutions dominantes (politiques, militaires ou religieuses) qui garderaient lespauvres au service des riches, ou encore, à l’effet ethnique voulant qu’une classeriche, de souche européenne, domine à son profit une vaste classe pauvre dedescendance autochtone ou autre.

V. CONCLUSION

En général, plus d’égalité règne en pays nantis. Le résultat tient à l’étroiteassociation entre égalité et revenu moyen. On observe des liens significatifs, maismoins étroits, avec 4 facteurs: droits de propriété, syndicalisation, impôt et dépen-ses étatiques. Pour tous, à niveau plus élevé correspond moins d’inégalité selonGini, une part de revenu moindre pour le quintile riche et des parts accrues de re-venu pour les quintiles défavorisés. Également, l’on constate, au fil des régressions,qu’un niveau plus haut de réglementation et d’éducation signifie d’ordinaire plusd’égalité. Toutefois, l’on s’étonne un peu que ces facteurs égalitaires ne fassentqu’amoindrir la part relative des riches sans que souffre leur niveau de revenu. Enfait, ce niveau en subit un effet soit positif significatif, soit insignifiant (hormisl’effet négatif significatif d’une réglementation poussée). En bref, un pays pourraitdevenir plus riche en général et plus égalitaire sans qu’aucune classe ne recule dansson revenu absolu.

Un marché noir important, une forte dépendance du commerce internationalet le statut d’ex-colonie espagnole sont des facteurs qui accentuent l’inégalité etabaissent le revenu de toutes les classes. Si par ailleurs les barrières commerciales



et les conditions démocratiques (libertés civiles et de presse, droits politiques),s'avèrent liées à un revenu absolu supérieur, elles n’influeraient pas sur l’inégalité.

Tout compte fait, pour atténuer le mordant naturel de la lutte des classes, ilimporterait, semble-t-il, d’aborder l’inégalité sous l’angle du niveau de revenu parclasse plutôt que de la fraction reçue. Ainsi, parlent nos résultats, en particulierlorsque l’on passe de la figure 1 (angle négatif) à la figure 2 (angle positif). Là oùprogresse le revenu du riche, celui du pauvre suit en général, comme quoi ils ont encommun plus d’intérêts qu’ils n’osent découvrir, voire admettre.

* * * * *

ANNEXE 154 pays dont les données semblent indisponibles

AlbanieAngolaArabie SaouditeArgentineBahamasBahreinBarbadesBelizeBéninBirmanieBosnieBotswanaCamerounCap-Vert

Congo (Rép. Démoc.)Congo (Répub.)Corée du NordCubaChypreDjiboutiÉmirats ArabesErythréeFidjiGabonGuinée ÉquatorialeHaïtiHongkongIran

IraqIslandeKoweïtLibanLiberiaLibyeMacédoineMalawiMalteMauriceNamibieNouvelle-ZélandeOmanPuerto Rico

QuatarRépub. TchèqueSamoaSingapourSomalieSoudanSurinamSyrieTchadTaïwanTadjikistanTogo



ANNEXE 2

Échantillon global de 113 pays avec coefficientsd’inégalité Ginia et répartition du revenu (1991-1996)b

Gini(%)

Pourcentage de revenu par quintile Revenu par habitant

($)

Ratioc

RichePauvrePauvre 2 3 4 Riche

1 Afrique du Sud * 59,3 2,9 5,5 9,2 17,7 64,8 8 645 22,3

2 Algérie * 35,3 7,0 11,6 16,1 22,7 42,6 4 560 6,1

3 Allemagne * 30,0 8,2 13,2 17,5 22,7 38,5 21 713 4,7

4 Arménie 44,4 5,5 9,4 13,9 20,6 50,6 2 019 9,2

5 Australie * 35,2 5,9 12,0 17,2 23,6 41,3 21 030 7,0

6 Autriche * 23,1 10,4 14,8 18,5 22,9 33,3 22 577 3,2

7 Azerbaïdjan 36,0 6,9 11,5 16,1 22,3 43,3 1 962 6,3

8 Bangladesh * 33,6 8,7 12,0 15,7 20,8 42,8 1 344 4,9

9 Belgique * 25,0 9,5 14,6 18,4 23,0 34,5 23 092 3,6

10 Biélorussie 21,7 11,4 15,2 18,2 21,9 33,3 5 286 2,9

11 Bolivie * 58,9 1,9 5,9 11,1 19,3 61,8 2 189 32,5

12 Brésil * 59,1 2,6 5,7 10,3 18,5 63,0 6 647 24,2

13 Bulgarie 26,4 10,1 13,9 17,4 21,9 36,8 4 912 3,6

14 Burkina Faso 48,2 5,5 8,7 12,0 18,7 55,0 844 10,0

15 Burundi 33,3 7,9 12,1 16,3 22,1 41,6 574 5,3

16 Cambodge 40,4 6,9 10,7 14,7 20,1 47,6 1 337 6,9

17 Canada * 31,5 7,5 12,9 17,2 23,0 39,3 22 499 5,2

18 Centrafrique 61,3 2,0 4,9 9,6 18,5 65,0 1 066 32,5

19 Chili * 57,5 3,4 6,3 10,5 17,9 62,0 7 726 18,2

20 Chine * 40,3 5,9 10,2 15,1 22,2 46,6 2 758 7,9

21 Colombie * 57,1 3,0 6,6 11,1 18,4 60,9 5 886 20,3

22 Corée du Sud * 31,6 7,5 12,9 17,4 22,9 39,3 14 305 5,2

23 Costa Rica * 45,9 4,5 8,9 14,1 21,6 51,0 5 737 11,3

24 Côte d’Ivoire 36,7 7,1 11,2 15,6 21,9 44,3 1 622 6,2

25 Croatie 29,0 8,8 13,3 17,4 22,6 38,0 6 420 4,3

26 Danemark * 24,7 9,6 14,9 18,3 22,7 34,5 23 407 3,6

27 Égypte * 28,9 9,8 13,2 16,6 21,4 39,0 2 976 4,0

28 El Salvador * 50,8 3,7 7,8 12,8 20,4 55,3 4 018 14,9

29 Équateur * 43,7 5,4 9,4 14,2 21,3 49,7 3 001 9,2

30 Espagne * 32,5 7,5 12,6 17,0 22,6 40,3 15 437 5,4

31 Estonie 37,6 7,0 11,0 15,3 21,6 45,1 6 811 6,4

32 États-Unis * 40,8 5,2 10,5 15,6 22,4 46,4 28 649 8,9

33 Ethiopie 40,0 7,1 10,9 14,5 19,8 47,7 591 6,7

34 Finlande * 25,6 10,0 14,2 17,6 22,3 35,8 18 885 3,6

35 France * 32,7 7,2 12,6 17,2 22,8 40,2 20 813 5,6

36 Gambie * 47,8 4,4 9,0 13,5 20,4 52,8 1 428 12,0

37 Georgie 37,1 6,1 11,4 16,3 22,7 43,6 2 982 7,1

38 Ghana * 39,6 5,9 10,4 15,3 22,5 45,9 1 730 7,8

39 Grèce * 32,7 7,5 12,4 16,9 22,8 40,3 13 620 5,4

40 Guatemala * 55,8 3,8 6,8 10,9 17,9 60,6 3 431 15,9

41 Guinée 40,3 6,4 10,4 14,8 21,2 47,2 1 723 7,4

42 Guinée-Bissau 56,2 2,1 6,5 12,0 20,6 58,9 817 28,0



ANNEXE 2 (suite)

Gini(%)

Pourcentage de revenu par quintile Revenu par habitant

($)

Ratioc


43 Guyane 40,2 6,3 10,7 15,0 21,2 46,9 3 153 7,4

44 Honduras * 59,0 1,6 5,6 11,0 20,1 61,8 2 313 38,6

45 Hongrie * 24,4 10,0 14,7 18,3 22,7 34,4 9 252 3,4

46 Inde * 37,8 8,1 11,6 15,0 19,3 46,1 1 979 5,7

47 Indonésie * 31,7 9,0 12,5 16,1 21,3 41,1 2 963 4,6

48 Irlande * 35,9 6,7 11,6 16,4 22,4 42,9 16 079 6,4

49 Israël * 35,5 6,9 11,4 16,3 22,9 42,5 17 366 6,2

50 Italie * 27,3 8,7 14,0 18,1 22,9 36,3 20 485 4,2

51 Jamaïque * 36,4 7,0 11,5 15,8 21,8 43,9 3 509 6,3

52 Japon * 24,9 10,6 14,2 17,6 22,0 35,7 24 804 3,4

53 Jordanie * 36,4 7,6 11,4 15,5 21,1 44,4 2 752 5,8

54 Kazakhstan 35,4 6,7 11,5 16,4 23,1 42,3 4 404 6,3

55 Kenya * 44,5 5,0 9,7 14,2 20,9 50,2 993 10,0

56 Kirghizstan 40,5 6,3 10,2 14,7 21,4 47,4 2 108 7,5

57 Laos 37,0 7,6 11,4 15,3 20,8 45,0 1 649 5,9

58 Lesotho 56,0 2,8 6,5 11,2 19,4 60,1 2 343 21,5

59 Lettonie 32,4 7,6 12,9 17,1 22,1 40,3 5 218 5,2

60 Lituanie 32,4 7,8 12,6 16,8 22,4 40,3 5 815 5,2

61 Luxembourg 26,9 9,4 13,8 17,7 22,6 36,5 36 509 3,9

62 Madagascar 46,0 5,4 9,2 13,4 19,9 52,0 742 9,6

63 Malaisie * 49,2 4,4 8,1 12,9 20,3 54,3 8 260 12,3

64 Mali * 50,5 4,6 8,0 11,9 19,3 56,2 663 12,2

65 Maroc 39,2 6,5 10,6 14,8 21,3 46,6 3 247 7,2

66 Mauritanie 37,3 6,4 11,2 16,0 22,4 44,1 1 499 6,9

67 Mexique * 51,9 4,0 7,6 12,2 19,6 56,7 7 055 14,2

68 Moldavie 40,6 5,6 10,2 15,2 22,2 46,8 2 222 8,4

69 Mongolie 33,2 7,3 12,2 16,6 23,0 40,9 1 454 5,6

70 Mozambique 39,6 6,5 10,8 15,1 21,1 46,5 637 7,2

71 Népal * 36,7 7,6 11,5 15,1 21,0 44,8 1 183 5,9

72 Nicaragua * 60,3 2,3 5,9 10,4 17,9 63,6 1 780 27,7

73 Niger 50,5 2,6 7,1 13,9 23,1 53,3 720 20,5

74 Nigeria 50,6 4,4 8,2 12,5 19,3 55,7 762 12,7

75 Norvège * 25,8 9,7 14,3 17,9 22,2 35,8 25 844 3,7

76 Ouganda * 37,4 7,1 11,1 15,4 21,5 44,9 1 053 6,3

77 Ouzbékistan 33,3 7,4 12,0 16,7 23,0 40,9 2 042 5,5

78 Pakistan * 31,2 9,5 12,9 16,0 20,5 41,1 1 724 4,3

79 Panama * 48,5 3,6 8,1 13,6 21,9 52,8 4 959 14,7

80 Papouasie-N.-Guinée * 50,9 4,5 7,9 11,9 19,2 56,5 2 466 12,6

81 Paraguay * 57,7 1,9 6,0 11,4 20,1 60,7 4 609 31,9

82 Pays-Bas * 32,6 7,3 12,7 17,2 22,8 40,1 21 740 5,5

83 Pérou * 46,2 4,4 9,1 14,1 21,3 51,2 4 260 11,6

84 Philippines * 46,2 5,4 8,8 13,2 20,3 52,3 3 819 9,7

85 Pologne * 31,6 7,8 12,8 17,1 22,6 39,7 7 000 5,1

86 Portugal * 35,6 7,3 11,6 15,9 21,8 43,4 14 026 5,9



ANNEXE 2 (suite)

Gini(%)

Pourcentage de revenu par quintile Revenu parhabitant

($)

Ratioc


87 Répub. dominicaine * 47,4 5,1 8,6 13,0 20,0 53,3 4 017 10,5

88 Roumanie 28,6 8,9 13,6 17,6 22,6 37,3 6 698 4,2

89 Royaume-Uni * 36,1 6,6 11,5 16,3 22,7 43,0 20 004 6,5

90 Russie 48,7 4,4 8,6 13,3 20,1 53,7 6 780 12,2

91 Rwanda * 28,9 9,7 13,2 16,5 21,6 39,1 400 4,0

92 Sénégal * 41,3 6,4 10,3 14,5 20,6 48,2 1 262 7,5

93 Sierra Leone 62,9 1,1 2,0 9,8 23,7 63,4 597 57,6

94 Slovaquie 19,5 11,9 15,8 18,8 22,2 31,4 9 083 2,6

95 Slovénie 28,4 9,1 13,4 17,3 22,5 37,7 13 640 4,1

96 Sri Lanka * 34,4 8,0 11,8 15,8 21,5 42,8 2 793 5,4

97 Suède * 25,0 9,6 14,5 18,1 23,2 34,5 19 519 3,6

98 Suisse * 33,1 6,9 12,7 17,3 22,9 40,3 26 677 5,8

99 Swaziland 60,9 2,7 5,8 10,0 17,1 64,4 4 327 23,9

100 Tanzanie 38,2 6,8 11,0 15,1 21,6 45,5 474 6,7

101 Tchéquie 25,4 10,3 14,5 17,7 21,7 35,9 12 871 3,5

102 Thaïlande * 41,4 6,4 9,8 14,2 21,2 48,4 6 378 7,6

103 Trinité et Tobago * 40,3 5,5 10,3 15,5 22,7 45,9 6 571 8,3

104 Tunisie * 41,7 5,7 9,9 14,7 21,8 47,9 4 905 8,4

105 Turkménistan 40,8 6,1 10,2 14,7 21,5 47,5 2 985 7,8

106 Turquie * 41,5 5,8 10,2 14,8 21,6 47,7 6 238 8,2

107 Ukraine 29,0 8,8 13,3 17,4 22,7 37,8 3 362 4,3

108 Uruguay * 42,3 5,4 10,0 14,8 21,5 48,3 8 209 8,9

109 Venezuela * 48,8 4,1 8,3 13,2 20,7 53,7 5 666 13,1

110 Vietnam 36,1 8,0 11,4 15,2 20,9 44,5 1 571 5,6

111 Yémen 33,4 7,4 12,2 16,7 22,5 41,2 657 5,6

112 Zambie * 52,6 3,3 7,6 12,5 20,0 56,6 721 17,2

113 Zimbabwe * 56,8 4,0 6,3 10,0 17,4 62,3 2 593 15,6

Moyenne 39,7 6,4 10,6 15,0 21,3 46,7 7 199 9,8

Minimum 19,5 1,1 2,0 9,2 17,1 31,4 400 2,6

Médiane 37,6 6,7 11,1 15,3 21,6 45,1 4 017 6,7

Maximum 62,9 11,9 15,8 18,8 23,7 65,0 36 509 57,6

Écart type 10,5 2,4 2,7 2,4 1,5 8,5 7 912 8,5

* Les pays étoilés entrent dans l’analyse multivariée vu la suffisance de leurs données.

a Le coefficient d’inégalité selon Gini est expliqué à la section II.

b Les statistiques des 113 pays se divisent en 69 pays étoilés entrant dans l’analyse multivariée et 44 pays hors analyse. Les

caractéristiques des deux groupes apparaissent au tableau 1. Les pourcentages de répartition sont après impôt puisque basés

sur des relevés de consommation ou apparentés. Ils englobent les versements étatiques directs aux particuliers. Toutefois, le

revenu par habitant est avant impôt.

c La corrélation entre le ratio Riche/Pauvre et Gini est de 0,84 pour les 113 pays. Elle dépasse 90%, voire 95%, pour des sous-

groupes plus homogènes (européens par exemple). En bref, le ratio semble un bon substitut du coefficient Gini pour les

études d’inégalité.



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SUMMARY

Income Disparity and Class Struggle: The Positive Angle

Richard Toll, UCLAand

John Talbott, President, Africans Against Sida, Inc.

During the 1990s, the richest quintile of a country had an average incomeper capita approximately ten times that of the poorest quintile. We find that the poorof a country are better off relatively, and absolutely, when the country ranks higherin average income, union participation, taxation, government spending, education,and property rights. Under these same conditions, the wealthy of a country alsohave more absolute per capita income, just not a higher percentage relative to thepoor.

Countries with substantial black market activity and/or high levels of inter-national trade (as a percentage of GDP), as well as former Spanish colonies, havegreater income disparity; these features also coincide with lower incomes for bothrich and poor.

Key features of democracy such as political and voting rights, civil libertiesand freedom of the press, while important for economic growth, are not indepen-dently associated with income inequality.

We find little empirical support for a tradeoff between a high level of pros-perity and greater equality. Above a very low level of development, appropriatepolicies are associated with both higher average, and more equal, income.

Finally, viewing disparity in terms of different revenue levels, instead of per-centages, can contribute to take the edge off class struggle. This is simply sobecause what counts is income available and a low percentage of a bigger revenuepie generally means more income for the poor.

TOURNOIS DE PLACEMENT ET PERSISTANCE DU RANG

FINÉCO, volume 15, année 2005 31

TOURNOIS DE PLACEMENT ET PERSISTANCEDU RANG

Patrick SavariaCaisse de dépôt et placement du Québec (CDPQ)1

Résumé. L’auteur dresse un grand bilan des écrits sur la persistance dans la perfor-mance des manageurs de fonds ouverts. Il modélise leur rivalité comme s’ils’agissait de tournois de placement aptes à révéler le degré auquel ils gardent leurrang initial. Il suppose des manageurs d’égale compétence visant à gérer un maxi-mum d’actifs dans un marché soucieux avant tout de leurs résultats récents. Ilmontre comment la rivalité et la performance initiale influencent la prise de risqueau fil des laps de placement et se répercutent dans les probabilités que les rivauxdemeurent gagnants ou perdants. L’auteur trouve que les perdants, plus que les ga-gnants, tendent à garder leur rang, ce qui s’accorde, en gros, à l’évidence empiriqueconnue. L’étude porte aussi à croire qu’une telle asymétrie durable ne résulteraitpas d’un manque d’efficience dans le marché, mais plutôt du jeu des probabilitésinhérent à la plus grande propension au risque des perdants.

I. INTRODUCTION

Nous voulons modéliser le contexte de rivalité où oeuvrent les porte-feuillistes ou manageurs des fonds ouverts (dits mutuels) et analyser les effets queleur propension à modifier le risque de l’actif géré produisent sur la persistance deleur rang. Nous espérons par là contribuer à mieux interpréter l’évidence empiriqueconnue sur leur aptitude à demeurer gagnants ou perdants au fil de leurs échéancesd’évaluation. On peut comprendre que le gagnant apprécie l’inertie de rang tandisque le perdant veut y échapper.

Le présent article se justifie aussi tant par sa vaste revue des écrits dudomaine que par notre souci de mieux éclairer le lien entre les tactiques de risquedes manageurs rivaux et leur persistance de rang. Il s’impose également du fait que

1 M. Savaria, Ph.D. (UBC), oeuvre comme Directeur de la recherche à la CDPQ. On peut lejoindre via 514-847-2404 ou [email protected]. Il remercie la direction de Finécopour ses suggestions et son adaptation en français de son manuscrit inédit (Savaria, 2004).

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la recherche empirique sur le sujet a explosé dans le sillage de la croissancephénoménale, en nombre et taille, des fonds ouverts. Selon l’Investment CompanyInstitute(2006), en fin 2005 il existait 7 977 fonds ouverts aux USA valant 8 905milliards contre 564 fonds en 1980 valant 135 milliards, d’où, sur 25 ans, environ18% l’an de croissance géométrique moyenne. Une dernière justification de l’arti-cle vient de la rareté des apports canadiens sur la persistance de performance desfonds, tant en français (exemple, Glode, 2003) qu’en anglais (Berkowitz et Kotow-itz, 1998).

Devant la fraction croissante de l’épargne gérée via fonds aux USA, les sur-veillants du marché, notamment la SEC, réagissent par des règles protectrices(Golec et Starks, 2004). Par exemple, tous frais de gestion fixés par contrat doiventse répartir symétriquement autour d’un référentiel de performance, car l’asymétriefavoriserait une prise de risque visant à doper tant la performance que les frais àréclamer. Toutefois, pas plus de 2% des contrats, selon Das et Sundaram(2001) etElton et al.(2003), comprennent un lien performance-frais, alors que, selon Deli(2002), la rémunération des portefeuillistes, dans 93% des contrats, s’exprime parun pourcentage de l’actif géré. D’où leur propension à faire grossir l’actif en visant,certes, la hausse du rendement, mais surtout celle des rentrées nettes du fondsouvert. Or, il est bien établi qu’à meilleure performance antérieure correspondentplus de rentrées nettes subséquentes (Goetzmann et Peles, 1997; Gruber, 1996;Nanda et al., 2004; etc.). Par ailleurs, ce lien serait asymétrique: les rentrées nettes,et donc la taille, des fonds gagnants s’accroîtraient plus vite que ne décroissent lesfonds perdus sous l’effet de ventes nettes (Sirri et Tufano, 1998). Ainsi règne-t-ilune incitation implicite, sinon structurelle, à hausser le risque du fonds pour s’ins-crire, ou se maintenir, chez les gagnants mieux rémunérés.

Pour nos fins, nous puisons chez Chevalier et Ellison(1997) et Orphanides(1996) mais surtout chez BHS (Brown, Harlow et Starks, 1996). Nous modélisonsdes portefeuillistes rivaux, d’égale compétence: (1) qui oeuvrent dans un marchésoucieux avant tout de performance relative (Bowen et Statman, 1997; Capon et al.,1996); et (2) qui sont incités au risque afin de grossir leur rémunération. Il est connuque l’approche d’une évaluation fait agir le portefeuilliste en fonction de la perfor-mance déjà acquise: il tend à hausser le risque s’il sous-performe et à garder le capen cas de surgain.

Ci-dessous, en succession, nous décrivons notre démarche avec son intuition(section II), soulignons les apports de nombreux auteurs (III) et modélisons le con-texte de rivalité des manageurs avec ses effets sur la probabilité qu’ils gardent leurrang (IV), le tout avant de vérifier ce qu’il advient sous des hypothèses plus réa-listes (V) et de conclure (VI).



II. DÉMARCHE INTUITIVE

Notre inspiration vient des auteurs déjà évoqués, en particulier BHS, selonlesquels le manageur tend à rectifier une sous-performance en forçant sur le risqueà l’approche d’une évaluation, d’ordinaire annuelle. Sa propension va de soi dansun marché qui, en courant après les gagnants, augmente la valeur de leurs fonds,sur laquelle on proportionne leur rémunération.

Nous supposons: (1) des manageurs qui rivalisent sur un même horizond’évaluation; (2) des manageurs qui sont motivés, par leur contexte, à finir ga-gnants au bout d’au moins deux sous-périodes, ou laps, de placement, de sorte que,par exemple, un manageur évalué annuellement pourrait réviser sa stratégie selonsa performance relative après un semestre, juste avant d’entamer le suivant; et (3)des manageurs limités à deux stratégies seulement, l’une plus risquée ou agressiveque l’autre (même si le nombre supposé ne change pas la teneur de nos résultats).

Ainsi fondée, notre modélisation de manageurs rivaux visant le meilleur rangau point d’évaluation génère de la persistance dans les performances relatives sous-périodiques, en particulier chez les pires manageurs. Et ce résultat s’accorde à l’évi-dence empirique connue (Carhart, 1997; Brown et Goetzmann, 1995; Goetzmannet Ibbotson, 1994; Shukla et Trzcinka, 1994; etc.).

L’intuition va comme suit. Admettons que des manageurs rivaux, rémunérésselon leur rang au terme de 2 laps de placement, ne puissent réviser leur stratégieinitiale (supposée de risque égal) qu’après le 1er laps. Rendus là, les meilleurs vontagir en stratèges prudents tandis que les moins favorisés voudront se rattraper enprenant plus de risque. Chez ces derniers, certains gagneront leur pari au 2e laps etobtiendront un bien meilleur rang final tandis que les autres manageurs agressifsperdront à nouveau, et de pire façon que les gagnants initiaux voués, malgré leurprudence, à perdre au 2e laps. Il s’ensuit que, dans le contexte de rivalité et de rému-nération décrit, les perdants initiaux vont davantage le demeurer au 2e laps, pourpeu qu’existe l’option d’une variation intérimaire, donc tactique, du risque desfonds gérés. D’où l’intuition que le rang se maintient à un certain degré chez lesportefeuillistes et d’autant plus que sa logique tient en général pour 2 laps ou plus(Savaria, 2004, p. 6).

III. ÉCRITS PERTINENTS

Selon l’Investment Company Institute(2004), les portefeuillistes encaissent,en frais de gestion, environ 1,3% de l’immense valeur au marché des fondsd’actions ouverts, contre 0,9% (ou 0,3%) pour les fonds obligataires (ou moné-

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taires). Par ailleurs, Daniel et al.(1997) estiment que leur expertise se justifie engros car elle produirait en moyenne un surcroît de performance compensant de prèsson coût. Quant à Ippolito(1993), il tire des écrits l’image d’un portefeuilliste enquête sage et fructueuse d’informations coûteuses. Également, que la teneur desétudes empiriques conforte le modèle d’équilibre compétitif de Grossman etStiglitz(1980) sur un marché avec lacunes d’efficience et attentes rationnellesbruitées. Et cet équilibre veut que le portefeuilliste refile au fonds géré son coûtd’information sous forme de frais et que sa performance nette soit comparable àcelle d’une gestion passive échappant à de tels frais. Toutefois, les mesures de per-formance couvrant l’après-guerre jusqu’aux années 90 par des chercheurs réputéscomme Gruber(1996), Malkiel(1995) et Jensen(1968) infirment plus qu’ils ne sou-tiennent l’aptitude des portefeuillistes, actifs par définition, à justifier leurs frais.

Que l’on observe, ou pas, une gestion active plus fructueuse que la passive,il reste que les portefeuillistes devraient sensément se différencier dans leur répu-tation avec le temps vu qu’ils s’avèrent inégalement habiles, ardents, informés, etc.Dès lors, certains devraient déclasser leurs pairs en moyenne, les meilleursgénérant de la valeur en surcroît de leurs frais d’activité. Mais même en l’absencede surcroît, les simples écarts détectables de compétence vont influer sur la déci-sion de recourir, ou pas, à des portefeuillistes du type actif.

Notons que la plupart des chercheurs étudient l’inégalité des portefeuillistessous l’angle de la persistance de leur rang (on y revient plus loin). Parmi ceux quien traitent sous d’autres angles, il y a Chevalier et Ellison(1999a). Via des coupestransversales, ils relient les performances des manageurs à leurs diverses caractéris-tiques. Ils trouvent que certains s’avèrent vraiment supérieurs à d’autres. Pour leurpart, Porter et Trifts(1998) trouvent que les manageurs expérimentés (au moins 10ans avec un même fonds) ne surclassent pas leurs pairs moins expérimentés. Quantà Ackermann et al.(1999), ils décèlent une supériorité significative de performancepour certains manageurs de fonds spéculatifs ou de contrats à terme. Ceux-ci, parceque peu réglementés et peu transparents, se prêtent à de purs paris sur leursmanageurs.

Revenons à la persistance de performance des fonds ouverts. Pour Gru-ber(1996), l’évidence empirique indique bien que certains manageurs s’avèrentsupérieurs par leur succès durable, ce qui expliquerait peut-être que la gestionactive soit répandue en dépit de son piètre record face à la gestion passive. Dans lesillage de Sharpe(1966) et de Jensen(1969), les mesures de persistance de perfor-mance n’ont pas manqué mais les conclusions à leur sujet varient selon lesméthodes utilisées. La question reste donc controversée, ses causes, voire mêmeson existence, échappant à tout consensus, du moins chez les universitaires. Du



côté des acteurs du marché, toutefois, il semble que la majorité trouve les résultatsconnus des portefeuillistes comme étant informatifs et annonciateurs de leur teneurfuture, du moins à en juger par l’abondante information de performance offertedans tous les médias. Par ailleurs, il y a évidence: (1) que l’investisseur se fiesurtout à la performance passée du portefeuilliste pour répartir ses placements (Sirriet Tufano, 1998); (2) que les familles de fonds s’annoncent en jouant sur leursrécents succès (Jain et Wu, 2000); (3) que, pour congédier un manageur, les admi-nistrateurs invoquent surtout sa piètre performance (Khorana, 1996); et (4) quepour fixer sa rémunération, c’est bien connu, ils demandent des avis indépendantsoù la performance antérieure constitue d’ordinaire le facteur clé.

S’agissant des distinctions marquantes entre études empiriques sur la persis-tance du rang des portefeuillistes, on relève la période étudiée, la fréquence desdonnées, l’horizon de placement, le genre de fonds, la mesure de performance ainsique la méthode pour détecter sa fiabilité, ou probabilité de persistance. Bien sûr, ilpeut s’agir de fiabilité relative, donc de rangs plus ou moins stables, ou de fiabilitéabsolue, donc d’éloignement d’un référentiel de performance, au niveau, ou signe,plus ou moins durable. Notons que d’autres études caractérisent la performanceglobale ou les performances extrêmes. Voyons l’évidence accumulée selon lesdiverses distinctions juste mentionnées.

a. Genres de fonds

Les pionniers, tels Sharpe(1966) et Jensen(1969) et leurs successeurs rap-prochés, travaillent surtout, avec de petits échantillons, sur la performance de fondsd’actions, plutôt hétérogènes, à l’image du monde des fonds d’alors, les fondsmonétaires, de revenus, obligataires, équilibrés ou autres étant rares avant 1975.Peu après, les taux d’intérêt en hausse et une bourse peu vigoureuse font naître lesfonds monétaires et favorisent l’essor des fonds de revenus. Plus récemment, lamoitié au moins de l’actif des fonds ouverts US demeure en actions, de sorte que lapersistance de rang s’analyse largement à partir de fonds d’actions US (Bollen etBusse, 2004; Droms et Walker, 2006; Brown et Goetzmann, 1995, etc.). Maisl’intérêt pour mesurer cette persistance s’étend aussi aux fonds obligataires (parexemple: Blake et al., 1993; Kahn et Rudd, 1995; et, en français, Glode, 2003), sec-toriels (Khorana et Nelling, 1997), internationaux (Lunde et al., 1999), fermés(Bers et Madura, 2000; Dimson et Minio-Kozerski, 2001), de couverture (Boysonet Cooper, 2004; Brown et al., 1999; Capoccia et Hübner, 2004) et de retraite(Christopherson et al., 1998). Quant à Baks(2003), il distingue entre la persistancedu manageur et celle du fonds.

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b. Méthodes différentes

Empiriquement, la persistance de rang des fonds se détecte surtout viarégressions, rangs ou probabilités conditionnelles. Expliquons-nous.

Côté régressions, on peut vérifier si, transversalement, la performance cou-rante s’explique par la précédente (Ibbotson, 1996; Jensen, 1969; Kahn et Rudd,1995) ou par une suite de performances antérieures (Hendricks et al., 1993). Onpeut aussi se limiter à analyser les corrélations correspondantes, ou encore, à cernerde plus près les écarts de performance et leur évolution par des régressions mobilesà la Fama et MacBeth(1973), comme chez Brown et Harlow(2005), Detzel etWeigand(1998), etc., ou par des régressions généralisées, comme chez Christo-pherson et al.(1998).

Côté rangs, on peut procéder en composant des portefeuilles de fonds ordon-nés selon un critère de performance pour une période donnée et en mesurant ledegré de persistance des rangs respectifs. On peut aussi vérifier si en prenant posi-tion longue avec les meilleurs rangs et courte avec les pires, on obtient le surcroîtde rendement attendu d’une performance persistante. Parmi les adeptes ici, l’oncompte Gruber(1996), Wermers(1997), Busse et Irvine (2003) et Baks(2003).

Côté probabiliste, il s’agit d’abord de classer les fonds, selon un ou descritères donnés, en gagnants (G) ou perdants (P) pour chacun de n ( ) laps, puisd’établir les fréquences de stabilité interlaps (GG, PP) et d’instabilité (GP, PG)avant de déceler statitisquement (souvent via un ratio de fréquences croisées) s’il ya performance stable ou pas2. Bien sûr, on peut raffiner les choses en subdivisantles 2 catégories G et P de chaque laps en 4 (G+, G-, P+, P-), voire 10 sous-catégories,et justifier des statistiques aptes à mieux établir si les fonds G (gagnants) ou P (per-dants) tendent à le demeurer. Les auteurs pertinents ici comptent Glode(2003),inspiré par Brown et Goetzmann (1995), Lunde et al.(1999), Phelps et Det-zel(1997), Malkiel(1995), etc. Mentionnons l’originalité de Khorana et Nelling(1997) qui abordent la stabilité de performance via la longueur des suites ininter-rompues de G ou de P mensuels.

c. Mesures de performance

Avant de cerner la persistance, il faut mesurer la performance des fonds. Or,les mesures concurrentes foisonnent depuis longtemps sans qu’on ait tranché

2 Par exemple, Glode (2003, p. 16-17) utilise le ratio-statistique Z = lnR/ où les fréquencesinterviennent comme suit: R = (GG*PP)/(GP*PG) et = (GG-1 + PP-1 + PG-1 + PP-1)1/2.

2



clairement sur les plus appropriées. Chaque genre prête à la critique, d’autant plusque la mesure obtenue est embrouillée par le modèle lui-même. Il est courant deprendre l’excédent par rapport à un taux estimé sûr qu’on relativise. Par exemple,bien des chercheurs se basent sur des ratios à la Sharpe, y compris son promoteur(Sharpe, 1966, 1995), ou sur des ratios à la Treynor et Black(1972), comme Leh-mann et Modest(1987), ou encore, sur l’indice Treynor(1965) original. Toutefois,c’est l’alpha ( ) de Jensen, la constante d’un modèle d’évaluation à 1 ou n facteurs,qui prime dans les mesures (d’anormalité) de performance. Par exemple, Car-hart(1997) estime les alphas concurrents liés au CAPM classique, au modèle à 3facteurs de Fama et French(1993) et à ce dernier augmenté d’un facteur de momen-tum. Phelps et Detzel(1997) trouvent que des alphas persistants s’évaporent enpassant à 6 ou 8 facteurs. Blake et al.(1993), avec des fonds obligataires, trouventde la persistance d’alpha même avec 6 facteurs. Pour estimer les alphas, Grinblattet Titman(1992) adoptent le référentiel singulier P8 qui englobe 4 portefeuillesordonnés en taille avec 3 selon le dividende et le pire portefeuille.

Parfois, on peut juger de performance sans référentiel très explicite, notam-ment via les placements que les manageurs conservent (Cohen et al., 2005), oudiverses caractéristiques (Daniel et al., 1997), y compris les stratégies de momen-tum (Wermers, 2003; Zheng, 1999). Ce dernier offre aussi des mesures avecréférentiel de performance sous conditions d’information macro, ou chocs informa-tifs, comme Christopherson et al.(1998) et Glode(2003). Baks(2003) et Busse etIrvine(2006) prônent des mesures bayesiennes. Brown et Harlow(2005), Ibbotsonet Patel(2002) de même que Teo et Woo(2001) vérifient si la performance persis-tante tient à la fidélité au genre, ou style, de placement. Quant à Huij etVerbeek(2007), ils innovent par des estimations, dites contractées, de performancequ’ils jugent plus appropriées au vu des données disponibles.

d. Horizons ou laps de placement

La période étudiée dans un test typique de persistance simple s’étend surdeux laps successifs: le laps initial pour lequel on calcule la performance référen-tielle et le subséquent avec sa performance qui, combinée avec la référentielle,détermine s’il y a persistance (P) ou changement (C) de performance. Et ce sont lesfréquences de P et de C observées qui étayent les probabilités que la performancesoit soutenue ou changeante. Bien sûr, on peut espacer les deux laps de placement,ou encore, préserver leur continuité et les déplacer vers l’avenir afin d’obtenir unesuite de transitions et d’observations de P et de C pour chaque fonds.

L’étude typique comprend des laps au moins annuels. Plus loin, nous étu-dions la persistance de rang des fonds sur de courts laps successifs, sans préciser

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l’unité de temps. Pour leur part, Hendricks et al.(1993) ont innové en réduisant leslaps jusqu’au trimestre et en découvrant que la persistance des alphas de Jensen,selon divers modèles, s’avère significative d’un laps trimestriel à l’autre, maisqu’elle le serait encore plus avec des laps annuels, avant de s’évanouir avec des lapsplus longs. Les pires fonds connaîtraient une persistance plus longue.3 De pareilsrésultats, pour des laps de placement d’un an ou moins, sont obtenus par Brown etGoetzmann(1995), Carhart(1997), Elton et al.(1996), Goetzmann et Ibbot-son(1994), Gruber(1996), Ibbotson et Patel(2002), Malkiel(1995) et Zheng (1999).Quant à Bollen et Busse(2004) et Busse et Irvine(2006), ils trouvent de la persis-tance de performance avec des laps trimestriels.

e. Causes de persistance

Notre modélisation plus loin veut que la teneur des résultats des fonds per-siste sur un horizon réduit pour peu qu’on suppose la rivalité entre manageurspareillement talentueux, informés et vaillants. Toujours en théorie, Bernhardt etal.(2006) supposent un marché chasseur de fonds gagnants avec persistance à courtterme issue de chocs de prix. Chez Berk et Green(2004), le manque de haute per-formance soutenue résulterait des talents inégaux des manageurs. Les plus talen-tueux verraient croître leur capitalisation de fonds, mais avec des rendementsdécroissants, et ce, jusqu’au point où, à l’équilibre, ils ne surpassent plus les ma-nageurs passifs. Parmi d’autres causes étudiées de persistance, mentionnons: lebiais de survie dans les données, des écarts soutenus dans les dépenses, la sous-cor-rection pour le risque, les genres, ou styles, de placements corrélés, le classementerroné des fonds et des mesures inappropriées de performance.

Parmi les découvreurs du lien entre performance soutenue illusoire et biaisde survie des fonds échantillonnés, l’on compte Brown et al.(1992) et Carhart etal.(2002a). Ce biais rétroactif pèse d’autant plus qu’un fonds disparaît surtout àcause d’une piètre performance (Jayaraman et al., 2002; Zhao, 2005). Une hauteperformance soutenue devient donc plus probable dès qu’on limite les mesures auxfonds qui survivent à la période étudiée. Même sans ce biais rétroactif (parce quel’on suit à la trace toutes les performances, y compris celles des fonds disparus dufichier avant terme), l’on court le danger d’un biais proactif. En effet, pour qu’unfonds entre dans les tests, on exige souvent une survie minimale, de sorte que lafréquence réelle de fonds sortants s’en trouve diminuée, ce qui fausse les statis-tiques de persistance (Carpenter et Lynch, 1999; Horst et al., 2001).

3 Hendricks et al.(1993) estiment que l’on peut repérer des fonds en phase de veine (“hothands”), ou de déveine (“cold hands”) qui, respectivement, vont offrir à court terme, un sur-croît notable, ou un déficit, plus notable encore, de rendement.



Selon Grinblatt et Titman(1992), la persistance de performance tiendrait enpartie aux différences de frais de gestion d’un fonds à l’autre. Leur importance,telle que mesurée par divers ratios, contribuerait à expliquer une sous-performancetenace (Kahn et Rudd, 1995; Porter et Trifts, 1998; Malkiel, 1995; Gruber, 1996;Carhart, 1997).

Wermers(1996) trouve de la persistance dans les rendements, tant brutsqu’ajustés au risque, mais il estime qu’elle résulte avant tout des stratégies demomentum adoptées par les fonds, une appréciation partagée par Wermers(2003),Chen et al.(2000) et Carhart(1997). Des stratégies apparentées communescréeraient de la corrélation entre les persistances attribuées aux fonds (Brown etGoetzmann, 1995). Toutefois, Phelps et Detzel(1997), tout comme Sauer(1997), yvoient de fausses mesures de persistances car l’ajout de facteurs de risque les ren-dent non significatives. Detzel et Weigand(1998) relient ces persistances à la tailleet au genre (ou style) de placement des fonds. Harless et Peterson(1998) tirent dela théorie behavioriste leur explication que des fonds persistent à sous-performer.Via des simulations, divers auteurs ont montré que les mesures de persistancerépandues sont mal spécifiées. (Khotari et Warner, 2001; Horst et Verbeek, 2000).

f. Tournois de placement

Pour juger de la performance relative des fonds ouverts, on trouve souventcommode de modéliser un contexte compétitif, assimilable à un tournoi à nmanches au terme duquel on caractérise et compare les suites de résultats, ou per-formances, des m manageurs rivaux. La modélisation intègre un marché qui prisel’avantage comparatif de gestion, et auquel répond le manageur par prise opportunede risque. Ce faisant, le manageur espère une meilleure performance de son fondsavec ses répercussions usuelles: des rentrées nettes supérieures et donc un ajout àl’actif géré sur lequel se fonde d’ordinaire son contrat de rémunération. Les écritssur les incitations contractuelles subies par les portefeuillistes remontent au moinsà Bhattacharya et Pfleiderer(1985), de récents apports typiques venant de Basak etal.(2006) et de Dybvig et al.(2006). Parmi les premiers examens empiriques ducomportement risqué des portefeuillistes, en contexte financier de simili-tournoi,notons BHS (Brown, Harlow et Starks, 1996), Chevalier et Ellison(1997) etOrphanides(1996). Sachons aussi que les économistes modélisent depuis long-temps les similis-tournois à leurs fins, par exemple, pour cerner l’optimalité descontrats de travail (Lazear et Rosen, 1981; Hvide, 2002).

Les fonds ouverts étudiés par Chevalier et Ellison(1997) se remanient àl’automne selon les incitatifs de rémunération en place. Ils visent alors à préserverleur avance ou à risquer plus pour se rattraper. Christoffersen(1997) décrit aussi des

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manageurs pareillement motivés. Plusieurs rognent même sur leur rétribution poursignaler leur supériorité et attirer les investisseurs. Carhart et al.(2002) montrentdes manageurs en mal d’un meilleur rendement annuel qui vont exploiter le moin-dre avantage dans les prix de clôture à la dernière séance de l’année.Falkenstein(1996) étudient les caractéristiques d’actions prisées par les manageursdes fonds US. Ceux-ci préfèrent les stratégies à grande volatilité et boudent doncles titres à risque spécifique faible. C’est logique car leur retribution s’accroît, toutcomme la valeur d’une option, avec plus de volatilité. Selon Karceski(2002), lesfonds accentuent le risque en surpondérant les actions à bêtas élevés.

Selon l’étude de BHS pour 1976-91, les fonds perdants à mi-année assumentplus de risque que les gagnants, en particulier les jeunes fonds, mais aussi ces fondstraînant une réputation d’anciens perdants ou gagnants. Le jeu sur le risque desfonds obéit à un équilibre selon les modèles de Goriaev et al.(2003) et Li etTiwari(2004), tandis qu’Orphanides(1996) et Yan(2006) prétendent que la perfor-mance intérimaire des manageurs influe sur le jeu optimal à pratiquer. Orphanidesdécèle de la saisonnalité dans la dispersion des rendements trimestriels, avec pic au1er trimestre, en plus d’un lien changeant, au fil des ans, entre risque et performanceintérimaire des fonds. Cette dernière, selon Yan(2006), serait fortement liée auxavoirs liquides du fonds en fin d’année.

Les résultats concordants juste évoqués accréditent certes la propension aurisque des perdants intérimaires. Toutefois, selon Busse(2001), ils seraient métho-dologiquement suspects car, mise à part la fin des années 70, on ne décèle plus cettepropension si on prend la variance journalière plutôt que mensuelle, ou si le rende-ment du fonds se mesure de mi-mois en mi-mois. Busse estime aussi, tout commeGoriaev et al.(2005), que les tests de BHS sont mal spécifiés.

Dans le modèle de Chen et Pennacchi(2005) on rétribue le manageur selonun indice de performance. On y voit qu’en conjuguant des gagnants intérimairesqui visent à réduire leur dispersion de parcours et des perdants à l’amplifier, il nes’ensuit pas forcément que les perdants auront assumé plus de risque de porte-feuille. Les auteurs soutiennent d’ailleurs cette implication par de l’évidence empi-rique. Quant à Acker et Duck(2006), ils rappellent sensément que le virage des per-dants vers les portefeuilles risqués s’avère compatible avec tout degré d’expositionau marché (élevé ou faible). Pour leur part, Hu et al.(2005) trouvent que les grandsperdants, mais aussi les grands gagnants, prennent plus de risque, comme le veutleur modèle où l’incitation dérive surtout du risque de congédiement. Berkowitz etKotowitz(2000) abondent dans ce sens. Mais Koski et Pontiff(1999) constatent queles fonds recourant aux options révisent moins, et plus lentement, leur risque enréaction aux flux changeants liés à leur performance intérimaire, cette modération



ayant peu à voir avec les manageurs grandement motivés déjà décrits. L’explica-tion veut que les rentrées liquides abondantes d’une bonne performance intérimaireabaissent le risque et prédisposent à un réinvestissement plus risqué, alors que lesventes nettes inhérentes à la sous-performance, en précarisant le fonds, haussentdéjà son risque et restreignent d’autant le virage vers plus de risque. Qiu(2003)trouve d’ailleurs, avec des fonds de la période 1992-99, que les gagnants intéri-maires prennent relativement plus de risque, un résultat conforme aux attentes dumodèle de Taylor(2003). Notons finalement, avec Kempf et Ruenzi(2004), que lesmanageurs se confrontent dans des tournois complexes et multidimensionnels, ycompris au sein même de leur propre famille de fonds.

IV. MODÉLISATION

Soit un simili-tournoi où les portefeuillistes (des manageurs de fonds ouvertsaux objectifs présumés pareils) rivalisent à qualités égales (en vaillance, informa-tion et expertise) pour maximiser leur actif à gérer, les plus performants étantasymétriquement avantagés dans leur rétribution. La performance du manageur semesure au terme d’une période à n laps successifs. On présume qu’il peut révisersa stratégie à deux options selon ses résultats juste acquis au tournant de chaquelaps: (1) option de prudence promettant des résultats possibles peu dispersés; et (2)option d’agressivité, ou d’imprudence, donc plus risquée, aux promesses plus dis-persées. Avec BHS(1996) et Chevalier et Ellison(1997) on admet qu’une piètreperformance intérimaire incite le manageur à risquer plus, même lorsque c’estmoins profitable en moyenne.

Notre modèle veut que, sous les conditions précitées, les probabilités se con-juguent pour que l’on observe une persistance significative, mais de durée limitée,dans les performances intérimaires des manageurs rivaux de même force. Ce résul-tat s’avère plus probable chez les grands perdants intérimaires. Il n’a riend’inefficient car il n’exige pas que l’on suppose un marché inapte à vite et bieninterpréter l’information. Par ailleurs, le modèle s’accorde au fait répandu que, enrétribuant le manageur en proportion de l’actif géré, on le motive à en maximiserla taille. Il fait sienne aussi la propension de l’investisseur à canaliser ses liquidités,ainsi que la valeur placée auprès de fonds devenus perdants, vers des fonds ga-gnants. Le bon sens veut ici qu’il croie à une durée suffisante (multipériodique) del’état de gagnant pour justifier son initiative, donc une durée supérieure à la persis-tance passagère (entre laps) que le modèle vise à expliquer.

Notre analyse détaillée d’un scénario à 3 manageurs actifs durant une périodeà 2 laps nous permet de montrer que, sous certaines conditions, le comportementdes manageurs sus-esquissé constitue une stratégie d’équilibre (Savaria, 2004, p.

PATRICK SAVARIA


18-24 avec preuves annexées). On arrive à montrer que le perdant initial reperdavec 35,48% de probabilité, ce qui dépasse 1/3, la probabilité sous hypothèse nulle,contre 31,31% pour le gagnant initial qui regagne. Si toujours avec 3 manageurs,l’on passe à 3 laps, donc avec 2 révisions possibles de stratégie, voire à 4 laps et 3révisions (Savaria, 2004, p. 24-32), alors l’on retrouve encore une tendance pourles perdants à reperdre avec une probabilité supérieure à 1/3.

a. Cas de 4 manageurs rivaux

Avant de modéliser une rivalité plus réaliste entre de nombreux manageurs,voyons le cas de 4 manageurs. Dans les écrits, en général, on déclare gagnant (per-dant) un manageur se situant au-dessus (en-dessous) de la médiane (ex.: Brown etGoetzmann, 1995; Malkiel, 1995; etc.). Avec au moins 4 manageurs, on peut: (1)établir comment le grand perdant (ou perdant extrême) se singularise; et (2) analy-ser des scénarios où seuls les perdants s’exposent plus au risque que les autres.

Soit 4 manageurs rivalisant sur une période d’évaluation à 2 laps qui adoptenttous au début la stratégie standard, dite sécuritaire, au sens que ses résultatséquiprobables sont peu dispersés et vont de piètre à moyen à bon. En fin de laps,on classe les rivaux selon la performance accumulée. Le pire obtient le rang 4 et lemeilleur 1. Les cas d’ex aequo sont dénoués par tirage au hasard. Ainsi les rangsobtenus (grand ou extrême perdant: 4; moindre perdant: 3; moindre gagnant: 2;grand ou extrême gagnant: 1) concordent avec les quartiles (Q) d’appartenance:Q4, Q3 sous la médiane, et Q2, Q1 au-dessus.

Dans ce scénario A, l’hypothèse nulle veut que les manageurs présumés sem-blables s’en tiennent à la stratégie sécuritaire au 1er comme au 2e laps. Ainsi, il estprobable à 25% que le grand perdant du 1er laps le demeure au 2e et pareillementpour le grand gagnant, leur persistance globale étant de 50%. Également, leschances sont de 50% que les perdants initiaux restent en-dessous de la médiane etles gagnants au-dessus.

Modifions les choses en passant au scénario B où, après le 1er laps, seul legrand perdant devient plus agressif, ou imprudent, en adoptant une stratégie plusrisquée ayant deux résultats équiprobables (piètre ou bon). Ici les probabilités sontde 30,6% (11/36) qu’il demeure au 4e rang, de 7/36 qu’il passe au 3e, de 7/36 au 2e

et de 11/36 au 1er rang. Dès lors, les chances sont de 25/108, 29/108, 29/108 et 25/108 que chacun parmi les 3 autres manageurs occupe les rangs 4 ou 3 ou 2 ou 1,respectivement.



Donc, en risquant plus, le grand perdant initial augmente ses chances de lerester (30,6% > 25%) tandis qu’il devient moins probable (25/108 ou 23,1% <25%) que l’extrême (ou le grand) gagnant récidive. Au total, dans ce scénario oùseul le grand perdant risque plus au 2e laps, la persistance de rang augmente auxextrêmes (30,1% + 23, 1% = 53,1% > 25% + 25% = 50%).

Avec le scénario C, où le moindre perdant initial (rang 3 sur 4) augmenteaussi son risque, à l’instar du grand perdant, alors, pour ce dernier, la probabilitésera de 61/216 (28,2%) qu’il reste au dernier rang au 2e laps. Or, cette probabilitédépasse encore les 25% du scénario A où les rivaux “jouent tous sécuritaire”. Enparallèle, le grand gagnant initial va le demeurer avec 21,8% (47/216). Au total, lapersistance de rang aux extrêmes revient à 50% (= 28,2 + 21,8), comme dans lescénario A.

Passons au scénario D où seul le grand gagnant initial demeure prudent, lesautres optant pour la stratégie plus risquée. On peut établir alors que les perfor-mances extrêmes du 1er laps (rangs 4 et 1) vont se répéter au 2e laps avec lesprobabilités respectives de 26,4% (19/72) et 20,8% (15/72), soit 47,2% au total, cequi tombe sous les 50% du scénario A à stratégie sécuritaire généralisée.

Le tableau 1 résume les résultats des 4 scénarios à 4 rivaux à gauche et, pourfins de comparaison à droite, les résultats pour le cas à 3 rivaux. On notera dans lepremier cas que: (1) la persistance globale aux extrêmes devient moins probable(grosso modo, de 54% à 50% à 47%) à mesure que plus de rivaux moins bons de-viennent imprudents au 2e laps, la tendance étant partagée tant par le grand perdantinitial (rang 4) que par le grand gagnant; et, (2) plus il y a de rivaux imprudents au2e laps, plus la probabilité s’affaiblit que le perdant initial reperde (de 31% à 28%à 26%), et pareillement pour que le gagnant initial regagne (de 23% à 22% à 21%),quoique partout la probabilité de reperdre domine celle de regagner.

Remarquons que, par rapport au cas à 3 rivaux et au scénario [0,0] de pru-dence partout, l’ajout du 4e rival a signifié une tendance relativement plus grandeà reperdre. Par exemple, s’agissant de scénarios [0,1] avec 4 rivaux et 1 imprudentau 2e laps, la probabilité de reperdre, soit 30,56%, égale 1,22 fois l’équiprobabilitéde 25% régnant en l’absence d’imprudents (l’hypothèse nulle de référence). Cepen-dant, avec 3 rivaux la probabilité de reperdre de 37,04% n’égale que 1,11 foisl’équiprobabilité de 33 1/3% de l’hypothèse nulle. Pareillement, avec des scénarios[0,2] et 4 rivaux on aurait 28,24/25,00 = 1,13 contre 34,72/33,33 = 1,04 pour 3rivaux.

PATRICK SAVARIA


TABLEAU 1Persistance à gagner ou à perdre au 2e laps de placement

Savaria(2004, p. 52) montre qu’il en serait de même avec des scénarios à 3laps ou plus: la persistance à perdre s’accentue en passant de 3 à 4 rivaux. Par exem-ple, pour le scénario plausible [0,2,2] du tableau 2 présenté plus loin (ligne 8a) avec4 rivaux, la persistance à rester grand perdant sur 3 laps est probable à 27,25% ou(27,25/25,00 =) 1,09 fois l’équiprobabilité de référence, alors qu’avec 3 rivaux onaurait (34,32/33,33 =) 1,03 fois l’équiprobabilité de référence.

Notons qu’avec 3 rivaux, la performance médiane est celle du rival ni ga-gnant, ni perdant. Avec 4 rivaux, elle se situe entre 2 perdants (le grand et le moin-dre) et 2 gagnants, ce qui permet des distinctions utiles et réalistes par quartile, doncentre persistances de performance tant aux extrêmes qu’autour du centre. Par exem-ple, avec le scénario [0,1] et 4 manageurs du tableau 1 où seul le perdant initialdevient imprudent, celui-ci reste perdant au 2e laps avec une probabilité de 30,6%,la probabilité de se classer 3e étant de 19,4%. Au total, il est grand, ou moindre per-dant avec une probabilité de (30,6% + 19,4% =) 50%, comme le veut l’hypothèsenulle. Toutefois, le même scénario veut que le 3e ou moindre perdant au 1er laps ait50% de probabilité de rester (grand ou moindre) perdant au 2e laps, puisque lesprobabilités respectives en cause sont de 25/108 et 29/108. Il en est de même pourles gagnants (grand ou moindre). L’explication réside dans la symétrie autour

Cas de 4 rivaux Cas de 3 rivaux*

Scénario A:[0,0] B:[0,1] C:[0,2] D:[0,3] [0,0] [0,1] [0,2]

Nombre d’impru-

dents au 2e laps

0 1 2 3 0 1 2

Leur rang au

1er laps

Sans ob-jet (s.o.)

Rang 4 Rangs 4 et 3

Rangs 4, 3 et 2

s.o. Rang 3 Rangs 3et 2

Persistance à per-dre aux extrêmes

25,00% 30,56% 28,24% 26,39% 33,33% 37,04% 34,72%

Persistance à gagner auxextrêmes

25,00% 23,15% 21,76% 20,83% 33,33% 31,48% 30,56%

Persistanceglobale

50,00% 53,70% 50,00% 47,22% 66,67% 68,52% 65,28%

* Résultats pris in Savaria (2004, tableau 2, p. 52). Un imprudent opte pour deux résultats équiprobables B: bon ou P: piètre plutôt que trois équiprobables plus concentrés [B, M (Moyens), P].



d’une même moyenne pour les deux répartitions discontinues de performance(sécuritaire versus risquée). Rappelons que la répartition sécuritaire (l’option pru-dente) est supposée uniforme, à variance réduite et à trois résultats (P: Piètre; M:Moyen; B: Bon) centrés sur M tandis que la risquée comporte un champ plus largeà 2 résultats équiprobables (P,B) ayant M comme moyenne et une variance plusélevée de 50%. Nous verrons plus loin (au tableau 3 notamment) que l’adoption demoyennes différentes va changer les résultats de persistance.

V. RÉSULTATS SOUS CONDITIONS PLUS RÉALISTES

a. Répartition normale des gains

Voyons via simulations comment évolue la fermeté de performance si lesoptions de prudence et d’imprudence (ou d’agressivité) se traduisent en deux répar-titions continues normales de résultats ayant même moyenne M que les répartitionsdiscontinues D ainsi que même ratio de variances (1,5) au départ, suivi du ratio 4.Voyons aussi ce qui arrive aux probabilités de rester perdants ou gagnants si lessimulations englobent 100 manageurs rivaux au lieu de 4, dont 25 ou 50 ou 75 peu-vent opter pour l’imprudence au début des laps 2 et 3 de placement.

Le tableau 2 réunit nos principaux résultats sous hypothèse que les rivauxagissent tous prudemment au départ. L’on suppose toujours une corrélation de per-formance nulle entre manageurs. À noter que la continuité de répartition exclutl’obtention de performances identiques sur 1 ou n laps, ce qui simplifie toute ana-lyse comparative. Également, avec son vaste éventail de résultats, elle permet, no-tamment, une analyse des écarts de performance entre manageurs.

Même si l’on admet que la répartition normale ne décrit pas très fidèlementla réalité des mesures de performance, son choix ne s’avère pas critique à nos fins.En fait, on en tire des résultats fort semblables à ceux obtenus déjà avec des répar-titions discontinues. Il nous suffira ici de comparer les lignes na et nb (n=2,3,...,10)du tableau 2 pour constater que: (1) la probabilité de rester perdant au 2e ou 3e laps,lorsque mesurée sous discontinuité des possibilités, égale ou dépasse de peu celleobtenue sous continuité normale, son champ allant de 25,0% à 30,8%, contre25,0% à 27,9%; et (2) la probabilité de rester gagnant sous normalité égale oudépasse de peu celle obtenue sous discontinuité, son champ allant de 22,3% à25,0% contre 20,8% à 25,0%.

PATRICK SAVARIA


TABLEAU 2Probabilités avec 4 ou 100 rivaux de rester perdants (rangs 3 ou 4)

ou gagnants aux 2e et 3e laps de placement

Li-gne

Répartition discontinue (D) ou continue normale

(N) pour les 2 options(imprudence et pru-dence) et ratios des

variances

Nombred’impru-dents en

début des laps 1, 2, 3

Probabilité de rester Probabilitétotale

correspondante(en %)

perdants(en %)

gagnants(en %)

2e laps 3e laps 2e laps 3e laps 2e laps 3e laps

1 D(1,5); N(1,5 ou 4,0) 0-0-0 25,0 25,0 25,0 25,0 50,0 50,0

2a2b2c2d

DNNN

1,51,54,01,5

0-0-10-0-10-0-10-0-25

25,025,025,025,0

27,026,329,326,4

25,025,025,025,0

23,524,222,324,0

50,050,050,050,0

50,650,551,650,5

3a3b3c3d

DNNN

1,51,54,01,5

0-0-20-0-20-0-20-0-50

25,025,025,025,0

26,926,328,926,6

25,025,025,025,0

23,123,721,123,4

50,050,050,050,0

50,050,050,049,9

4a4b4c4d

DNNN

1,51,54,01,5

0-0-30-0-30-0-30-0-75

25,025,025,025,0

26,125,827,126,0

25,025,025,025,0

23,523,821,523,4

50,050,050,050,0

49,649,548,749,4

5a5b5c5d

DNNN

1,51,54,01,5

0-1-10-1-10-1-1

0-25-25

30,627,934,728,1

27,426,430,626,6

23,124,121,823,9

23,524,222,224,0

53,751,956,552,1

50,950,652,850,6

6a6b6c6d

DNNN

1,51,54,01,5

0-1-20-1-20-1-2

0-25-50

30,627,934,728,1

27,126,329,426,6

23,124,121,823,9

23,123,720,823,4

53,751,956,552,1

50,350,050,250,0

7a7b7c7d

DNNN

1,51,54,01,5

0-1-30-1-30-1-3

0-25-75

30,627,934,728,1

26,125,827,226,0

23,124,121,823,9

23,623,821,323,4

53,751,956,552,1

49,749,548,649,4

8a8b8c8d

DNNN

1,51,54,01,5

0-2-20-2-20-2-2

0-50-50

28,226,930,827,2

27,226,329,826,7

21,823,219,222,8

23,023,720,523,3

50,050,050,050,0

50,250,050,350,0

9a9b9c9d

DNNN

1,51,54,01,5

0-2-30-2-30-2-3

0-50-75

28,226,930,827,2

26,225,827,426,0

21,823,219,222,8

23,623,720,823,4

50,050,050,050,0

49,849,548,249,4

10a10b10c10d

DNNN

1,51,54,01,5

0-3-30-3-30-3-3

0-75-75

26,425,927,626,1

26,225,827,526,0

20,822,317,321,7

23,623,720,423,3

47,248,244,947,8

49,849,547,949,3

NB (1): Sources: Tableaux 3, 4, 5 et 6 de Savaria(2004, p. 53-56).NB (2): La répartition discontinue (D) sécuritaire est uniforme, à variance réduite et à résultats équiprobables (P: Piètre; M: Moyen; B: Bon) cen-trés sur M, tandis que l’imprudente, de même champ, se limite aux deux résultats équiprobables (P; B) avec même moyenne M mais une varianceplus élevée de 50% car 2 (B-M)2(1/2)/2(B-M)2(1/3) = 1,5. Les répartitions continues sont normales (N) avec même moyenne et ratios de variances de 1,5 ou 4,0. Toutefois, le nombre de rivaux imprudents (ou agressifs) au début des 3 laps est de 0 à 1 ou 2 ou 3 sur 4 (lignes nb et nc comme dans tous les cas D aux lignes na), contre 0 à 25 ou 50 ou 75 sur 100 pour les simulations sous normalité à 100 acteurs (lignes nd).



Par ailleurs, la comparaison des lignes nb et nc (n=2,...,10) du tableau 2indique bien que, sous répartition normale, la dispersion plus grande de l’optiond’imprudence (ou d’agressivité) augmente la probabilité de rester perdant (etdiminue celle de rester gagnant). Également, la probabilité s’accentue avec plusd’imprudents chez les manageurs concurrents mais s’atténue dès que l’imprudencen’est plus un comportement minoritaire. Bien sûr, en risquant plus, les imprudentsou agressifs se retrouvent en cas de déveine, avec une perte relative affligeante, larelativité s’atténuant avec leur nombre.

b. Cas à n (> 4) rivaux

Hendricks et al.(1993) ont étudié la fermeté de performance à court terme àpartir de 165 fonds d’actions sur 60 trimestres (1974-88), quelque 100 fonds étanten cause à chaque année. Dans la même veine, nous simulons un contexte avec 100rivaux sur 3 laps dont 25 ou 50 ou 75 d’entre eux optent pour plus de risque, oudeviennent imprudents, aux 2e ou 3e laps. Les résultats figurent aux lignes nd dutableau 2. Ils s’apparentent en particulier à ceux des lignes nb pour 4 rivaux, commeon s’y attend, vu qu’ils partagent mêmes fractions d’imprudents (1/4, 2/4, 3/4),même ratio de variances (1,5) et mêmes définitions de perdants (quartile 4) et degagnants (quartile 1). En passant de 4 à 100 rivaux, la persistance à perdre (gagner)tend à croître (décroître) faiblement. Par exemple, aux lignes nd et nb du tableau 4,on voit 9 fois sur 9 que la tendance à rester perdant au 2e laps, ou au 3e laps, avec100 rivaux égale, ou dépasse un peu, celle d’avec 4 rivaux. Dans les colonnes dugagnant, avec 100 rivaux plutôt que 4, la tendance à le rester s’avère égale, ou unpeu plus faible, 9 fois sur 9.

c. Moyennes différentes pour les 2 options

Jusqu’ici, il s’est agi de tendances à rester gagnant ou perdant sous diversesrépartitions de gains possibles avec même moyenne M. Explorons ci-dessous

l’effet de varier , le gain attendu sous imprudence ou agressivité. Référons-nousau scénario 5d du tableau 2 (0-25-25), estimé assez réaliste, où 1/4 des 100 rivaux

se veulent imprudents aux 2e et 3e laps et où l’imprudence (i) (versus la prudence,

p) se relativise dans un ratio de variances de 1,5. Dans le tableau 3, ce

scénario devient le #6. L’on y voit l’effet sur la tendance à perdre ou gagner

d’abaisser, ou de relever par n huitièmes de i, tout en gardant inchangés tant le

niveau d’imprudence donné ( i) que les paramètres de prudence. L’on trouve sanssurprise, en passant du scénario 1 à 11, que les rivaux tendent à rester d’autant

moins perdants ou gagnants que le gain moyen augmente. Inversement, ils tien-

G

i2/ p

2

G

G

PATRICK SAVARIA


nent davantage leur rang si diminue. De plus, l’effet de varier sur la tenue derang s’avère partout clairement plus fort chez les perdants initiaux, un tel résultatasymétrique, mais en plus faible, étant déjà dans notre tableau 2 où l’imprudence

comme la prudence procurent le même gain moyen . Notons aussi au ta-

bleau 3 que l’on peut avoir des cas où et où la tendance à perdre excède 25%(la normale sous hypothèse nulle). Il suffit que i dépasse passablement p.

TABLEAU 3Tendance à rester dans le quartile perdant ou gagnant lorsque

seul varie le gain moyen lié à l’option d’imprudence*

NB: p ( i): Écart type de la répartition des gains de l’option de prudence (d’imprudence)

Scéna-rio

Niveau de variant autour

de M, enhuitièmes de p

Probabilité (en %) de rester perdant ou gagnant

Perdant Gagnant Au total

au 2e

lapsau 3e

lapsau 2e

lapsau 3e

lapsau 2e

lapsau 3e

laps

1 -8 (ou - p) 50,8 40,9 29,8 29,7 80,7 70,7

2 -6 45,1 36,8 28,6 28,5 73,7 65,3

3 -4 (ou -0,5 p) 39,4 33,0 27,2 27,1 66,6 60,1

4 -2 33,7 29,6 25,6 25,6 59,3 55,2

5 -1 30,9 28,0 24,8 24,8 55,7 52,8

6** 0 (Référence)** 28,1 26,6 23,9 24,0 52,1 50,6

7 +1 25,5 25,2 23,0 23,2 48,5 48,4

8 +2 23,0 23,9 22,1 22,4 45,0 46,3

9 +4 (ou + 0,5 p) 18,2 21,7 20,2 20,7 38,4 42,3

10 +6 14,0 19,7 18,3 19,0 32,3 38,7

11 +8 (ou + p) 10,5 17,9 16,3 17,4 26,8 35,2

* Qu’il soit bien clair ci-dessus que option d’imprudence signifie aussi option d’agressivité en matière de risque.** Scénario 6 de référence: identique à celui de la ligne 5d du tableau 2 (N; 1,5; 0-25-25; M) où 1/4 (=25) de 100 porte-feuillistes rivaux se veulent imprudents aux 2e et 3e laps de placement et où l’imprudence (versus la prudence) se relativise dans le ratio 1,5 des variances des répartitions normales (N) autour d’un gain moyen M commun.

G G

G M=

G M

G

G



d. Performance accumulée

On suppose, d’une part, que le manageur prend des risques en fonction de lapériode d’évaluation courante (souvent l’année calendaire). D’autre part, l’on saitque la performance récente importe avant tout pour le client investisseur mais quela moins récente compte aussi. BHS(1996) trouvent d’ailleurs que la performanceaccumulée du manageur joue, après un délai, sur la probabilité qu’il hausse la vo-latilité de son portefeuille. Pour notre part, nous pouvons montrer que divers scéna-rios liant risque pris et performance accumulée indiquent partout une tendance àmaintenir le rang. Il suffit d’assimiler un laps de placement à une période d’éva-luation de sorte que nos résultats à n laps deviennent une suite de performances. Or,nous avons montré que le manageur tend à garder son rang sur plusieurs laps avecdégradation vers la fin.

Nos résultats soutiennent aussi l’idée que les évaluations précédentes dumanageur jouent sur le risque qu’il prend couramment. Pour peu que la tendance àrisquer du perdant, de même que le sigma (ou la dispersion) des résultats liés à sonoption d’imprudence, dépendent initialement des 2 ou 4 dernières performances, lasituation s’assimile alors au contexte institutionnel typique où l’on juge le ma-nageur d’expérience selon son dossier couvrant sa dernière année de performanceet les 3 ou 5 précédentes. Si son dossier est bon au départ, alors le sigma de sonoption imprudente s’en trouve plus affaibli qu’autrement, tandis qu’un dossiermoyen (ou mauvais) signifie sigma moyen (ou fort). Pour les scénarios du genre oùle risque pris par le manageur baisse avec la qualité de son dossier (ou vice versa),on peut montrer qu’une stabilité de performance en émerge en général.

e. Fonds jeunes vs établis

Chen et Pennacchi(2005), comme Chevalier et Ellison(1997) estiment queles manageurs des fonds jeunes (vs établis) se distinguent par leur plus forte pro-pension à varier le risque pris aux fins de haute performance, vu que celle-ci, d’unepart, importerait grandement pour attirer les placements vers eux. D’autre part, leursous-performance causerait davantage leur congédiement (Chevalier et Ellison,1999b). Cela étant, qu’a-t-on à dire de la stabilité de performance dans un contexteoù, suite à des résultats décevants, de petits fonds jeunes prennent plus de risquealors que de gros fonds établis, aux objectifs semblables, gardent le cap? Or, onpeut montrer, tel qu’attendu, que l’on observera en général une certaine stabilité deperformance, qui s’accroîtra avec une fraction plus forte de fonds jeunes.

f. Choix élargi de stratégies

Nos résultats de persistance jusqu’ici tiennent pour des manageurs ayantdeux stratégies de placement devant eux: la prudente aux résultats pas trop dis-

PATRICK SAVARIA


persés et l’imprudente, ou agressive, à variance élevée. Mais ce choix simple nes’avère pas critique car nous avons retrouvé la même teneur de résultats en contextede choix élargi où le manageur perdant opte pour une stratégie à variance aussi forteque sa perte.

g. Fréquence inconnue des réévaluations

Nos résultats présupposent aussi que les manageurs réévaluent leurs straté-gies aux mêmes points dans le temps, donc avec la même fréquence. Mais quedevient la teneur des résultats si, en fait, la fréquence diffère en plus ou en moins?Or, nous avons encore détecté en pareil cas une stabilité de performance, maisd’autant plus amoindrie que l’erreur sur la fréquence d’action s’avère importante.Voilà un indice de plus que les manageurs de fonds tendent au moins un peu àgarder leur rang, comme si une certaine inertie s’attachait à leur performanceantérieure.

VI. CONCLUSION

Nous avons éclairé le lien entre la propension au risque chez le manageur defonds et sa tendance à rester gagnant ou perdant. Deux résultats s’imposent. Lors-que présente, la persistance du rang chez les manageurs s’observe surtout chez lesperdants et parfois chez les gagnants (Carhart, 1997; etc.). Le rang se maintient àcourt terme (Bollen et Busse, 2004; etc.).

D’ordinaire, la paie du manageur égale une fraction fixe de la valeur gérée.Selon les écrits, la part du nouveau placement confié périodiquement au manageurdépend de son succès récent, mais en cas d’insuccès, on le pénalise rarement par unretrait important d’actifs à gérer. L’on voit ici l’option asymétrique inhérente à sapaie et la forte propension qui en découle à risquer plus en cas d’insuccès récent.Tel le veut aussi la théorie des options, sinon la sagesse populaire selon laquelle ontente toujours un grand coup pour se sortir du fossé. Dans les faits, l’on sait deBrown et al.(2001), parmi bien d’autres, que le portefeuilliste sous concurrencemodifie son risque en réaction au rang où le situe sa performance récente. Noussoutenons qu’une telle réaction génère, le simple jeu des probabilités aidant, un cer-tain maintien du rang à court terme chez les manageurs rivaux, mais chez lesperdants en particulier, comme y font écho d’ailleurs les études empiriques. Fina-lement, à notre avis, notre explication du degré auquel les portefeuillistesmaintiennent leur rang tiendrait aussi bien en contexte de rivalité, à vaillance, infor-mation et expertises égales, qu’en contexte classique de marché présumé efficient.



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SUMMARY

Performance Persistence in Investment Tournaments

Patrick SavariaCaisse de dépôt et placement du Québec

We link for the first time in this paper two important issues in the literatureon delegated portfolio management, namely persistence in performance and risk-taking incentives. Despite the lack of agreement on the persistence in the perfor-mance of professionally managed portfolios, two findings common to numerousstudies in the literature stand out: (1) persistence, when present, is stronger amongextreme performers (e.g., Carhart, 1997), and especially the poor ones; in fact,some studies find that only the worst performing funds display persistence; and (2)performance persistence is mainly a short term phenomenon (e.g. Bollen andBusse, 2004).

The typical compensation of managers of portfolios, such as mutual funds, iscomposed mainly of a fixed percentage of the amount of assets under management.Evidence suggests that every year investors allocate new assets to portfolio man-agers in a manner in which recent good performers are rewarded with the largestshare of the inflows while recent poor performers are not penalized with significantwithdrawals. Portfolio managers face consequently an implicit option-like payofffunction because of the asymmetric flow-performance relationship. Option theorytells us that the optimal behavior in this situation would be to increase the risk levelof the portfolio. Brown, Harlow, and Starks(1996), and Brown, Goetzmann, andPark(2001), among others, document that managers do in fact alter the risk of theirportfolios in reaction to their interim performance. We argue that this behavior byfund managers can induce persistence over successive short term periods, andespecially among poor performing funds, consistent with empirical findings. Ourpaper therefore provides an additional rationale for the existence of performancepersistence in either an environment where identical, equally skilled, and equallyinformed managers compete, or an environment consistent with market efficiencyas commonly defined.

LA VALEUR INFORMATIVE DES CRÉDITS BANCAIRES AU CANADA



Inès Gargouri (Concordia University)et Jie Dai (Saint Mary’s University)1

Résumé. Les auteurs rappellent les écrits majeurs concernant le rôle informatifunique des banques et l’évidence empirique sur la réaction du marché aux créditsqu’elles accordent. Ils mesurent sur 12 ans(1988-99) la réaction boursière toron-toise aux annonces pures d’engagement bancaire, puis ils innovent en explorant laréaction aux annonces hybrides, au sens qu’il y entre plusieurs nouvelles, dont unsignal bancaire. Ils constatent, en gros, que la réaction s’accorde aux attentes clas-siques liées aux annonces pures. Elle s’avère significativement positive enmoyenne, du moins jusqu’à la fin de la période d’abolition graduelle (1992-94) desréserves bancaires obligatoires au Canada. Le déclin d’information semble dû aufait que les annonces postérieures visent des firmes plus grosses, donc moins incon-nues du marché. Pour les annonces hybrides, les auteurs ne détectent aucun indicevalable que les effets informatifs s’additionnent: le signal bancaire s’en trouveraitplutôt affaibli.

I. INTRODUCTION

Nous voulons établir si la réaction boursière aux engagements bancaires vé-hicule de l’information sur les firmes canadiennes. Notre effort se justifie par larareté des études du genre au Canada. En fait, nous en prolongeons au moins deux.Nous étudions d’abord la réaction aux annonces simples, dites pures, d’engage-ment bancaire en exploitant les échantillons canadiens d’Aintablian et Roberts(2000) et de Dai(2005). Ensuite, nous innovons en estimant la valeur informativedes annonces dites hybrides (où entre un engagement bancaire), vu l’inexistence

1 M. Jie Dai, Ph.D., professe la finance à Saint Mary’s University, Halifax, N.S., Canada,B3H 3C3 ([email protected]). Mme Inès Gargouri est candidate au doctorat à l’UniversitéConcordia de Montréal ([email protected]). Les auteurs remercient grandementles professeurs Sebouh Aintablian (American University de Beyrouth) et Gordon Roberts(York University de Toronto) pour l’accès à leurs précieuses données, ainsi que la Directionde Finéco pour ses suggestions, en particulier le professeur Guy Charest pour son appui in-défectible, y compris éditorial.

INÈS GARGOURI ET JIE DAI


apparente d’écrits et de méthodologies sur cette question.2 Notre ambition, explo-ratoire tout au plus, est de découvrir des indices que l’information bancaire s’entrouve renforcée en moyenne (hypothèse d’additivité) plutôt que diluée.

L’on connaît en gros le rôle d’intermédiaire du banquier. Il canalise, rému-nère et dirige l’épargne vers les emprunteurs jugés les plus solvables. Sont bienconnus aussi, notamment via Saunders et Wilson(1999), les hauts et les bas qu’avécus le monde bancaire, tant américain que canadien et britannique, depuis un siè-cle: multiplication des petites banques, banqueroutes, consolidations, gigantisme,protection des déposants, règles de Bâle, etc. À bien des égards, le seul changementd’importance dans la perception des banques remonte à peine à 30 ans. Y ont con-tribué Leland et Pyle(1977) et Diamond(1984), certes, mais surtout Fama (1985) etJames(1987). Ceux-ci ont révélé l’unicité des banques à partir de leur position pri-vilégiée en matière d’information. En effet, la diffusion de leurs décisions de crédit,économiquement bien fondées en général, renseigne le marché sur les demandeursde fonds, ce qui diminue l’inégalité, dite asymétrie, d’information y régnant à leursujet, tous les intéressés à la firme s’en trouvant mieux servis. Nous y reviendronsau fil de notre démarche.

Ci-dessous, à la section II, nous revoyons divers écrits sur l’intermédiationfinancière, l’unicité bancaire et l’information inhérente aux annonces de finance-ment bancaire. À la section III, nous étudions deux échantillons d’annonces puresafin de voir si elles suscitent une correction boursière informative. À la section IV,nous étudions la réaction boursière à des annonces hybrides. Nous concluons à lasection V.

II. REVUE DES ÉCRITS

a. Rôle du bailleur de fonds

Tout fournisseur de fonds veut réduire le risque de se retrouver avec desdemandeurs indésirables, mauvais payeurs par exemple, voire abuseurs. D’où sadémarche à précautions multiples, contractuelles ou autres. Selon Zopouni-dis(1993, p. 100), le bailleur de fonds obéit d’ordinaire à un processus naturel où,en succession, il:

2 Nous n’avons pas trouvé d’études d’annonces hybrides où les sujets diffèrent de nature.Mais certains écrits abordent des annonces hybrides où les sujets sont de même nature, parexemple, bénéfices et dividendes: Conroy et al.(2000), Aharony et Swary(1980), Gillet etLavoie(1999) et Sauvé(1992).

repère filtre choisit finance surveille liquide.



S’il s’agit d’un banquier prêteur, il repère une clientèle potentielle dont ilévalue les demandes, avant d’y accéder sous conditions, ou de les rejeter. Une foisles crédits consentis, il en gère l’octroi et le remboursement en ne ménageant passes conseils d’expert. Il surveille de près l’emprunteur. Il s’immisce parfois dans sagestion afin que les retours prévus se fassent à temps. Sa surveillance lui permet decoter l’emprunteur. Son suivi ne cesse qu’avec la liquidation contractuelle. En con-texte de relation voulue permanente par le client, le banquier devra alors décider decouper les liens ou de négocier un nouvel accord. Le contrôle serré exercé au fil duprocessus, et qui vise à limiter l’asymétrie d’information, constituerait la marqueunique (ou l’unicité) de la pratique bancaire (Fama, 1985; James, 1987).

De plus, selon Diamond(1984), la banque contrôle ses emprunteurs demanière économique et donc profitable aux trois parties en cause (elle-même,déposants et emprunteurs). Son contrôle au nom des déposants est coûteux, notam-ment de par l’effort d’information sur les revenus des emprunteurs. Optimalement,la banque offre aux déposants un rendement préfixé et contrôle efficacement sesemprunteurs tout en minimisant son coût de le faire.

Pour Leland et Pyle(1977), la banque profite d’un avantage comparatif auniveau des coûts de production et de transmission de l’information. Elle serait pour-vue de qualités pour résoudre (au moins en partie) le problème des abuseurs. Sonsystème d’information lui permet d’accorder ses crédits aux seuls clients qu’elleestime fiables (donc solvables et à l’avenir prometteur). Quant à Fama(1985), ilobserve que la grande firme voudra élargir sa marge de crédit bancaire aux fins designaler sa solidité auprès de ses créanciers externes non bancaires. Par ailleurs,selon Fama et Jensen(1983a, b), les coûts contractuels liés aux crédits bancaires(vus comme dette interne) conviennent le mieux à la petite firme. Celle-ci s’évi-terait le coût d’informer le marché puisque la banque le fait en la finançant. Labanque assume donc la tâche de produire et de signaler de l’information sur lafirme, en plus de la contrôler. Et le signal en est un de fiabilité.

b. Unicité bancaire

Le caractère unique (ou l’unicité) bancaire, selon des écrits bien connus,serait relié, notamment, aux effets des réserves que les autorités imposent unique-ment aux banques et à la réaction boursière plus significative et singulière observéelorsque le financement accordé est de source bancaire.



(1) Incidence des réserves obligatoires

Fama(1985) note que le certificat de dépôt bancaire (soumis aux réserves)commande le même rendement que le bon du Trésor (non soumis). Il en déduit quela banque refile le coût des réserves à l’emprunteur, puisque son actionnariatinvestirait hors banque s’il en était pénalisé. Le crédit bancaire serait donc uniqueparce que la firme continue d’y recourir malgré son surcoût. Mais cette unicitébancaire, inhérente à ce coût d’opportunité, se trouve malmenée par les résultatsd’Osborne et Zaher(1992) qui indiquent qu’au moins une partie du surcoût est subitant par l’actionnariat de la banque que par ses déposants.

Nous en traitons plus loin via ce que révèlent nos résultats entourant la pé-riode d’abandon des réserves au Canada (septembre 92 - fin 94).

(2) Engagement bancaire et correction boursière

Aintablian et Roberts(2000) au Canada comme James(1987) aux USA esti-ment que l’annonce d’un engagement bancaire devrait susciter une correctionboursière pour l’emprunteur. Les résultats de James montrent l’unicité de labanque, à savoir qu’elle réduit les coûts de contrôle et produit de l’information.Empiriquement, il observe un surgain boursier moyen d’environ 2% pour les deuxjours qui englobent les annonces, contre 1,3% pour Aintablian et Roberts du côtécanadien.

Rappelons l’échéance courte typique et le rang inférieur du crédit bancaire.Il serait donc étonnant que ces caractéristiques du crédit annoncé suscitent en soiune réaction boursière marquée. Celle-ci résulterait plutôt, selon Fama(1985) etFlannery(1986), du signal rassurant que véhicule l’annonce sur la performance dela firme et sur sa solvabilité à long terme. Ainsi, en accordant à répétition du créditbancaire à court terme, la banque et le marché en obtiennent un avantage d’infor-mation et donc de coûts (Fama, 1985). Le court terme du crédit amplifierait lemessage, tout comme le statut bancaire du prêteur (James, 1987), voire sa réputa-tion en général3. Le montant crédité, cependant, ne serait pas informatif, selonSlovin et al.(1995) et Dai(2005), alors que, selon Aintablian et Roberts(2000), laréaction boursière déclinerait avec le montant, du moins au seuil statistique de 10%.

3 Une corrélation positive existerait entre la réaction boursière aux annonces de crédits et laréputation du prêteur (Billett et al., 1995). Si l’annonce tait son nom, la réaction s’atténueet devient équivoque.



Lummer et McConnell(1989) distinguent entre nouveau crédit et reconduc-tion. Seule la reconduction informerait le marché, parce que, avec le suivisubséquent à son évaluation initiale, la banque acquiert un avantage informatif etpeut mieux juger l’emprunteur en tant que manageur de crédit. Ainsi, la reconduc-tion d’un crédit (intégrale ou révisée en mieux ou en pire) informerait le marché viala teneur inattendue des conditions en cause. Pour les révisions mixtes, avec com-posantes contradictoires, la réaction positive du marché dominera pour peu quefussent déjà connus les ennuis financiers de la firme. En effet, le cours ayant déjàchuté sensiblement à l’annonce de tels ennuis, une révision mixte par la banqueconstitue un endossement inattendu, donc une bonne nouvelle.

Dai(2005) analyse le côté concurrentiel des banques offreuses de fonds etleur aptitude inégale à prêter à une même firme. Son modèle bayesien décrit une si-tuation de mimétisme décisionnel où la banque moins réputée, nonobstant sa pro-pre évaluation de l’emprunteur, voudra “mimer” la décision d’une banque plusréputée, en particulier en contexte de consortium. Il en résulte un prêt infondé, doncdénué d’information réelle parce que sans fondement rationnel pour le marché. Ladécision demeure néanmoins défendable pour la banque moins réputée puisqu’elleagit selon une logique parasitaire où “le meilleur doit guider”. Les résultats empiri-ques de Dai(2005) indiquent que l’annonce d’un accord bancaire suscite une réac-tion boursière conforme à la teneur positive, ou négative, de l’accord. Elle seraittoutefois plus forte lorsque l’accord implique une seule banque plutôt qu’un con-sortium, ce qui tend à soutenir l’hypothèse de mimétisme décisionnel.

Ajoutons que, d’après Slovin et al.(1992), la petite firme subit une évaluationplus minutieuse que la grande lors d’une décision de crédit bancaire, à en juger parla réaction boursière plus positive en cause. Ils ont pu vérifier que le surgain bour-sier pour la petite firme se rattache à la crédibilité de la banque plutôt qu’à un effetde levier. Ainsi, rejoignent-ils Fama(1985) et Diamond(1991) selon lesquels con-trôle et surveillance bancaires profitent davantage aux petites firmes, le marchéayant plus à apprendre d’elles et de leurs perspectives d’avenir. Ils rejoignent aussiDai(2005) qui a établi que l’information externalisée en médiatisant un accordbancaire devrait augmenter avec le manque d’intérêt et d’avenir attribué à la firmeemprunteuse.

Au total, les écrits évoqués ci-dessus nous inclinent à retenir diverseshypothèses d’explication de l’information inhérente aux engagements bancaires,dont les suivantes: (1) Parmi les divers types de prêteurs, la banque dispose d’atoutsuniques rendant ses prêts plus informatifs; (2) le premier prêt véhicule peu d’infor-mation; (3) pour les reconductions, intégrales ou révisées, vu la relation firme-banque déjà établie, un accord qui s’avère manifestement favorable, ou moins



sévère que prévu, envoie au marché un signal positif, et vice versa dans le cas con-traire; (4) en cas de révision mixte (mêlant des conditions tant favorables quedéfavorables), la réaction boursière dépasse celle liée aux révisions uniquementfavorables; (5) pour les restructurations de crédits, la réaction boursière devraits’avérer fortement positive vu qu’on y associe un endossement clair de la banquequant à la pérennité de la firme4.

S’agissant des annonces hybrides (à plusieurs sujets: crédits bancaires, béné-fices, dividendes, etc.), notre hypothèse de base veut qu’il y ait additivité d’effetsinformatifs où le bancaire domine. Il en serait ainsi car l’attribution de crédits sefonde d’ordinaire sur une évaluation économique fouillée de la firme, alors que lesautres nouvelles, qui souvent chiffrent ses flux périodiques, résultent en bonne par-tie d’aléas conjoncturels qu’elle subit.

III. ÉTUDE DES ÉCHANTILLONS PURS

Nos échantillons canadiens A et B se répartissent entre 1988 et 1999 et sechevauchent quelque peu (1993-95), comme le montre le tableau 1.

a. Description de A

Aintablian et Roberts (2000) nous ont gracieusement fourni l’échantillon Ade 110 engagements bancaires annoncés au Canada entre 1988 et 1995. Il s’agitd’annonces pures, donc à sujet unique, issues de multiples sources: Globe & Mail,Financial Post et site CBCA (Canadian Business and Current Affairs). Elles neconcernent que des firmes cotées en bourse torontoise avec toutes données perti-nentes disponibles. Chaque année couverte compte au moins 8 cas, avec des picsen 1991 (19 cas), 1994 (19) et 1995 (25). Sont annoncés des accords de nouveauxcrédits bancaires (62, ou 56% des 110 cas), des reconductions, d’ordinaire sousconditions (31 cas, ou 28%) et des restructurations de crédit (17 cas ou 15%).

Précisons que notre classement d’annonces s’inspire tant de Lummer etMcConnell (1989) que de Best et Zhang (1993) et d’Aintablian et Roberts. Est nou-veau le crédit s’il est annoncé comme tel, ou sans mention. Nous le sous-classonsselon sa provenance: nouvelle banque, même banque ou banque non identifiée.Nous distinguons aussi entre les reconductions selon leur teneur. La teneur favo-rable (défavorable) implique une échéance lointaine (proche), un taux réduit (ac-

4 La réaction à une restructuration survenant dans le sillage de mauvaises nouvelles déjà con-nues sera plus positive (Best et Zhang, 1993) car l’emprunteuse précaire, sous haute surveil-lance, nonobstant la contraction de son crédit, bénéficie d’un endossement plutôt inattendu.



TABLEAU 1Répartition annuelle des annonces pures d’engagement bancaire

cru), un montant augmenté (amoindri) ou des clauses protectrices moins (plus)restrictives. Est mixte celle qui mêle aspects favorables et défavorables. Quant auxrestructurations de financement bancaire, qui visent les firmes précaires, on lessépare selon que la firme a déjà divulgué sa précarité, ou pas. Les tailles des sous-classes sont données plus loin avec les résultats boursiers.

b. Description de B

Notre échantillon B englobe 129 annonces pures d’engagement bancaire sur-venues au Canada durant la période 1993-99. Réuni par Dai(2005) à ses fins dethèse mais à partir des sources usuelles (Globe & Mail, Financial Post et siteCBCA), l’échantillon se particularise toutefois comme suit: les annonces concer-nent surtout des accords de marges de crédit (87%) plutôt que de crédits à terme;elles impliquent souvent un consortium de banques (42%) plutôt qu’une seule; leconsortium indique une plus forte taille pour la bénéficiaire de l’accord et laissedonc prévoir une réaction boursière plus modeste car, d’ordinaire, la grosse firmeest plus connue du marché que la petite. La répartition annuelle de B figure au ta-bleau 1 avec concentration marquée d’annonces dans les années 96 à 99, donc horspériode de chevauchement avec A (1993-95).

c. Méthodologie

Pour tester notre hypothèse nulle H0 voulant que l’annonce d’engagementbancaire ne renferme pas assez d’information sur la bénéficiaire pour susciter uneréaction boursière significative, nous appliquons la méthode résiduelle classique,tout comme James(1987). Il s’agit d’établir que le rendement boursier anormal (ourésidu) moyen aux jours 0 et 1 ne diffère pas significativement de zéro. Le jour 1s’ajoute afin de capter les cas où l’annonce au jour zéro survient après clôture dumarché.

Échantillon* 88-89 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99

A 110 8 10 8 19 8 13a 19b 25c - - - -

B 129 - - - - - 5 5 13 17 27 33 29

Total 230 8 10 8 19 8 13 22 36 17 27 33 29

* Sources des échantillons: A (Aintablian et Roberts, 2000), B (Dai, 2005).a, b, c: Avec, respectivement, 5, 2 et 2 cas communs à A et B.



Le rendement anormal (qu’on appelle aussi le résidu) de l’action j au jour t,

soit ejt = rjt - , se mesure par l’écart entre son rendement observé rjt et

son rendement normal compte tenu du rendement du marché mt. Les rendements

journaliers des actions, soit les rt de la séance boursière t, proviennent du fichier du

CFMRC5 (Canadian Financial Markets Research Center), y compris leur sommevalopondérée assimilée à mt, le rendement indiciaire du marché. Les estimations

paramétriques et s’obtiennent par régression ordinaire avec des vecteurs de

150 rendements journaliers couvrant les jours boursiers -180 à -31, donc suffisam-ment antérieurs au jour 0 pour ne pas subir un biais d’information.

Nous standardisons à la James (1987) les résidus de la fenêtre [0,1]. Pour

l’action j, l’on a: yj = (ej0 + ej1)/Sj où Sj = [F*2Vj2]1/2. Ici F est le facteur qui corrige

Vj, la variance résiduelle sur deux jours. Il s’exprime par:

,

où k symbolise la longueur de la période d’estimation (150 jours), la moyenne

des mt sur cette période et m(0,1) la moyenne des mt sur la fenêtre [0,1].

Comme il est courant de le faire, nous supposons que les yj obéissent asymp-

totiquement à la loi normale standard. Dès lors, leur moyenne, soit ,

suit la loi normale N(0,1/ ). D’où l’expression de la statistique

, et celle de notre hypothèse nulle correspondante

H0: = 0.

5 Le fichier du CFMRC comprend les prix d’ouverture et de clôture, ainsi que les écarts ven-deur-acheteur et les volumes négociés pour les actions cotées à Toronto.

jˆ

jˆ mt+

ˆj ˆ j

F 1 1 k m 0 1 mt–2

mi m–2

+ +=

mt

y yj N=

N

t = y 0– 1 N N y=

y



d. Résultats pour l’échantillon A (1988-95)

Le tableau 2 donne d’abord les résultats pour l’échantillon A au complet avecses 110 annonces d’accords bancaires, son surgain boursier, ou résidu moyen glo-bal, de 2,06%, significatif au seuil de 5% et sa fraction de 60% de résidus positifs.L’hypothèse d’une réaction boursière nulle se trouve rejetée selon notre échantillonA des années 1988-95. Par ailleurs, le surgain pour l’ensemble des nouveauxcrédits (1,76%) ne diffère pas vraiment de zéro, et pareillement pour les tout nou-veaux crédits obtenus d’une nouvelle banque. Il s’agit de résultats attendus puisquela banque, en abordant un nouveau dossier, ne bénéficie pas d’un avantage infor-matif. Notons toutefois que pour les 27 nouveaux crédits issus de banques déjàreliées aux firmes l’on trouve un surgain boursier significatif de 2,45%, ce quis’accorde avec l’existence d’un avantage informatif pour ces banques et le poidsplus grand que le marché confère aux annonces de crédit en cause. Par contre, lerésidu non significatif de 1,52% pour les 31 reconductions déjoue nos attentesissues de l’avantage informatif qu’on leur accorde en théorie. Quant aux restructu-rations, l’on obtient un résidu significatif (5,86%, au seuil de 6%) pour les seuls casoù le marché connaît déjà la précarité de la firme. On s’y attend puisque la firme àprécarité connue, qui a déjà subi une correction boursière, devient alors “digned’une restructuration” et donc mieux vue du marché. Notons enfin que l’échantil-lon A nous donne des résultats pour le Canada des années 88 à 95 qui ressemblentaux résultats américains antérieurs obtenus par Lummer et McConnell(1989). Ils’agit de résultats qui se conforment passablement aux attentes de la théorie perti-nente.

e. Résultats comparatifs pour A et B

Rappelons que, selon le tableau 1, l’échantillon B (N = 129; 1993-99) pro-longe A (N = 110; 1988-95) plus qu’il ne le chevauche (1993-95). Également, queles firmes de B s’avèrent plus grosses, et pareillement pour le crédit accordé (sou-vent par un consortium de banques). On aura noté aussi l’abolition graduelle, maisrapide, des réserves bancaires au Canada à partir d’août 92. Il en découle, d’unepart, qu’en passant de A à B l’information dans les accords bancaires, et donc laréaction boursière, devrait baisser, car le marché connaît mieux les grosses firmes.D’autre part, à la réaction amoindrie d’un marché plus connaisseur s’ajouterait uneffet positif contraire lié à un meilleur coût de financement. Or celui-ci seraitd’autant plus bonifié que le coût des réserves bancaires, refilé hypothétiquementaux firmes, s’avérait important et aura disparu vers 1994. En bref, par rapport à A,on s’attend à une réaction boursière amoindrie pour B, mais mitigée, vu les bien-faits de l’abolition des réserves bancaires. Or, grosso modo, les mesures que nousrapportons ne déjouent pas trop nos attentes.



TABLEAU 2Réaction boursière aux annonces pures de crédits bancaires

(Canada, 1988-95, Échantillon A)a

NB: La réaction se mesure par la moyenne (en % par 2 jours) du rendement boursier résiduel (ou résidu) que connaissent, à To-ronto, les actions des bénéficiaires de crédits durant le jour d’annonce (t=0) et son suivant. Le résidu journalier de l’action (e) égaleson rendement du jour (r) diminué de son rendement normal où m symbolise le rendement (valopondéré) synchrone dela Bourse et où les paramètres et du modèle de marché classique sont estimés via régression ordinaire avec des vecteurs r etm de 150 jours boursiers antérieurs à l’annonce (t = -180 à -31). D’où une correction moyenne de (en %/2 jours)où Résidu total aux jours 0 et 1 pour l’action i.

En subdivisant les résultats de la période couverte par A, comme en témoignele tableau 3, on peut cerner l’évolution des réactions boursières aux créditsbancaires dans les années rapprochées de septembre 92, soit le mois où débutal’abandon graduel des réserves. Le tableau permet aussi de les comparer aux réac-tions aux placements privés, ceux-ci étant en théorie mal perçus du marché, (vuqu’ils échappent à l’analyse serrée des banques) et soustraits, par ailleurs, aux effetsdes réserves bancaires. En gros, comme prévu, la réaction aux crédits baisse après1992, de 2,15% à 1,69% tandis que pour les placements privés, elle demeure néga-tive et stable, de -1,76% à -1,63%. La théorie de l’unicité bancaire s’en trouve iciconfortée.

Poursuivons en découvrant, via le tableau 4, ce que révèlent tant les réactionsboursières liées à l’échantillon B plus tardif que les comparaisons entre A et B, enexcluant, ou pas, leur chevauchement (1993-95). Pour B, on peut voir que la réac-tion moyenne aux accords bancaires entre 93 et 99 reste positive (0,58%; statistiquet = 1,47) mais différente de 0 au seuil peu convaincant de 10%. Pour les seules an-

N cas Résidu moyenJours 0+1%/2 jours

Statistiquet

Fraction (%)de résidus

positifs

Accords bancaires 110 2,06** 2,03 60

Nouveaux crédits bancaires. avec une nouvelle banque. la même banque. une banque non identifiée

62182717

1,760,36

2,45**2,14

1,360,751,970,88

58616347

Reconductions. Favorables. Mixtes (N=9; 2,16%)et défavorables (3; -1,94%)

311912

1,521,761,14

1,251,31n.s.

587433

Restructurations de crédits. Précédées d’info négative. Non précédées

17107

4,165,86*1,73

0,901,750,70

718057

a: L’échantillon A provient d’Aintablian et Roberts (2000).**(*) Significatif au seuil de 5% (10%).

ˆ ˆm+ˆ ˆ

a b+ i N

ia b+ i e0 e1+= =



TABLEAU 3Réaction boursière aux crédits bancaires et placements privés

au Canada (1988-95)a en période chevauchant l’abolitiondes réserves bancaires (1992-94)b

NB: La réaction se mesure par la moyenne (en % par 2 jours) du rendement boursier résiduel (ou résidu) que connaissent, à To-ronto, les actions des bénéficiaires de crédits durant le jour d’annonce (t=0) et son suivant. Le résidu journalier de l’action (e) égaleson rendement du jour (r) diminué de son rendement normal où m symbolise le rendement (valopondéré) synchrone dela Bourse et où les paramètres et du modèle de marché classique sont estimés via régression ordinaire avec des vecteurs r etm de 150 jours boursiers antérieurs à l’annonce (t = -180 à -31). D’où une correction moyenne de (en %/2 jours)où Résidu total aux jours 0 et 1 pour l’action i..

nées 96 à 99, sans chevauchement avec A, la réaction moyenne tombe à 0% car ona pu constater qu’elle se partage symétriquement: 0,36% (jour 0) et -0,36% (jour1). Notons que les faibles réactions pour B rejoignent les autres résultats canadiensd’André et al.(2001) et que la période étudiée conjugue désintermédiation etdécloisonnement dans le secteur financier au Canada. Plus pertinentes sont les ca-ractéristiques des annonces qui amoindrissent leur information sous-jacente: ils’agit de plus grosses firmes (donc moins inconnues) qui obtiennent en grandemajorité des marges de crédit (plutôt que des crédits), souvent accordées en consor-tium, donc en contexte où règnerait un mimétisme entre banques susceptibled’atténuer l’information dans l’annonce (Dai, 2005).

Par ailleurs, nous pouvons rapporter que le manque de réaction significativeaux accords bancaires que l’on a observé en passant de l’échantillon A à B ne pro-vient pas d’une hausse dans la dispersion des résidus (S ou V2) entrant dans lastatistique t (voir IIIc). Nous en déduisons que c’est plutôt la réaction du marchéqui a diminué sous l’effet des facteurs susmentionnés.

Période N cas Résidu moyenJours 0+1%/2 jours

Statistiquet

Avant (8/88 - 8/92)Crédits 47 2,15* 1,43

Placements 7 -1,76 -0,87

Durant la transition et au-delà9/92 - 12/95

Crédits 63 1,69 1,02

Placements 8 -1,63* -1,51

8/88 - 12/95Crédits 110 2,06** 2,03

Placements 15 -1,69* -1,70

a: Source: Échantillon A gracieusement fourni par Aintablian et Roberts (2000). Il s’accompagne aussi de 15 annonces de placements privés.b: À noter que l’obligation des réserves bancaires a graduellement disparu au Canada entre septembre 92 et la fin de 94.**(*) Significatif au seuil de 5% (10%).

ˆ ˆm+ˆ ˆ

a b+ i N

ia b+ i e0 e1+= =



TABLEAU 4Comparaisons des réactions boursières aux accords bancaires

par sous-période (Canada, 1988-99)a

NB: La réaction se mesure par la moyenne (en % par 2 jours) du rendement boursier résiduel (ou résidu) que connaissent, à To-ronto, les actions des bénéficiaires de crédits durant le jour d’annonce (t=0) et son suivant. Le résidu journalier de l’action (e) égaleson rendement du jour (r) diminué de son rendement normal où m symbolise le rendement (valopondéré) synchrone dela Bourse et où les paramètres et du modèle de marché classique sont estimés via régression ordinaire avec des vecteurs r etm de 150 jours boursiers antérieurs à l’annonce (t = -180 à -31). D’où une correction moyenne de (en %/2 jours)où Résidu total aux jours 0 et 1 pour l’action i

Le tableau 4 révèle aussi qu’en combinant A et B on obtient une réactionmoyenne sur douze ans (1988-1999), de 1,24%, d’ailleurs significative au seuil de5%. Comme l’on connaît déjà la réaction moyenne infime pour les années 96 à 99le résultat global significatif résulte des réactions observées entre 88 et 95 alors queles réserves bancaires existaient au Canada, à 100% jusqu’en 92, avant d’être abo-lies sur quelques années. On doit reconnaître toutefois qu’en passant de l’échan-tillon antérieur A à B on passe à des annonces de type différent (concernant surtoutde grosses marges de crédit) qui s’avèrent foncièrement moins informatives pourdes raisons déjà données. Il aurait fallu disposer de deux échantillons plus homo-gènes pour mieux juger de l’évolution temporelle au Canada des réactions bour-sières aux annonces d’accords. Mais les annonces idéales (précises, complètes, nonéventées, non hybrides, etc.) se prêtant aux études d’événements et tests du genreci-dessus constituent une bien faible fraction des annonces d’accords bancairesdans les médias canadiens6.

En définitive, à partir de nos calculs sur les échantillons A (1988-95) et B(1993-1999) et du tableau 4, l’on peut dire que les accords bancaires au Canada ontsuscité en moyenne une réaction boursière significative, mais déclinante au pointde disparaître vers la fin de la décennie 90. L’évolution à la baisse semble reliée au

Période Échantillon N cas Résidu moyenJours 0+1%/2 jours

Statistiquet

Fractions (%)de résidus

positifs

1988-95 A 110 2,06** 2,03 60

1993-99 B 129 0,58* 1,47 52

1996-99 B partiel 106 -0,00 0,79 48

1988-99 A et B 230 1,24** 2,37 56

a: L’échantillon A provient d’Aintablian et Roberts (2000) et B de Dai (2005).**(*) Significatif au seuil de 5% (10%).

6 À preuve, les 110 annonces de notre échantillon A gracieusement fourni par Aintablian etRoberts (2000) ont nécessité le filtrage multicritère de plus de 4000 annonces.

ˆ ˆm+ˆ ˆ

a b+ i N

ia b+ i e0 e1+= =



manque d’homogénéité dans les annonces, celles de B étant a priori moins infor-matives à cause, notamment, qu’elles concernent surtout de grosses firmes, doncmoins inconnues du marché. L’abandon des réserves bancaires au Canada entre 92et 94 semble aussi avoir joué sur la baisse, selon le tableau 3.

À titre exploratoire, voyons maintenant comment le marché réagit auxannonces hybrides, où le bancaire se mêle au non bancaire.

IV. ÉTUDE DE L’ÉCHANTILLON HYBRIDE

L’annonce est dite hybride par nous si plusieurs nouvelles, ou sujets d’infor-mation, de nature distincte, dont un signal bancaire, en font partie. Les autres sujets(1 ou 2 en général) concernent fréquemment bénéfice ou dividende mais parfoisconversion de titres, cotes obligataires, placements privés, etc. En explorant la réac-tion boursière à l’annonce hybride, à teneur bancaire dominante, nous croyonsinnover vu l’absence apparente de telles études au Canada, voire ailleurs7.

a. Échantillon et méthodologie

Nos 62 cas hybrides de la période 1988-1995 ont été tirés, après contrôle desdonnées disponibles en bourse torontoise, des 120 cas fournis à titre gracieux parle professeur Sebouh Aintablian8. Ils comportent 52 annonces jumelées et 10 tri-ples annonces. Nous les avons réparties, au meilleur de notre jugement, selon leurteneur clairement positive, plutôt positive, neutre et négative. Plus la teneur estjugée positive, plus nous jugeons que “l’autre information” renforce celle surl’engagement bancaire. En d’autres mots, la réunion, dans une annonce hybridevisant la même firme, de plusieurs nouvelles positives, dont un signal bancaire,génère plus de réaction boursière que le signal bancaire isolé. Comme l’échantillonhybride est petit et le test audacieux (au sens d’unique en son genre d’après nous),le lecteur comprendra que notre effort se veut tout au plus exploratoire.

Comme pour les annonces pures, nous mesurons la réaction aux annonceshybrides par les résidus standardisés observés dans la fenêtre d’annonce de 2 jours[0,1], selon la méthodologie expliquée en IIIc. Là où le volet bancaire s’accompa-gne d’un volet bénéfice ou dividende, on qualifie l’annonce hybride de positive(neutre ou négative) si le bénéfice ou dividende annoncé dépasse (ou pas) son

7 Certains auteurs étudient des annonces hybrides dont les sujets de nouvelles sont de natureapparentée. Voir note 2.

8 Il s’agit de cas hybrides (dits aussi contaminés) ayant été écartés de l’échantillon pur d’Ain-tablian et Roberts(2000).



niveau antérieur correspondant. Si un placement privé constitue le 2e volet, on jugeplutôt négative l’annonce hybride car: (1) en obtenant privément des fonds, oncache de l’information au marché; et, (2) le crédit bancaire annoncé simultanémentne signale que l’endossement d’une partie du financement total demandé par lafirme. Avec une émission d’obligations comme 2e volet, le jugement s’avèred’autant plus positif que l’émission en impose par la taille, les garanties contrac-tuelles, voire la convertibilité en actions à des prix atteignables avec bonne proba-bilité. Le jugement tient ici puisqu’une telle émission traduit les attentes optimistesde l’émettrice quant à sa viabilité, sans compter la confiance des autorités régle-mentaires inhérente à leur autorisation d’émission. Bien sûr, là où le 2e volet, voireun rare 3e volet, présente des facettes plus ou moins claires, ou contradictoires, lejugement global sur l’annonce résultera de l’addition des teneurs positives ou néga-tives attribuées en toute objectivité possible.

Au total, 32 annonces hybrides (sur 72) ont été jugées clairement positives,12 faiblement positives, 14 neutres et 4 négatives, la teneur positive s’avérant doncdominante à 71% (= 44/62) ou clairement dominante à 52% (= 32/62).

b. Résultats et discussion

L’anormalité boursière torontoise sur les 2 jours qui cernent nos 62 annonceshybrides de la période 1988-95 s’exprime par les rendements résiduels moyens dutableau 5. Avec 0,73% comme résidu moyen global (faiblement significatif), onconstate un résultat plutôt attendu vu la teneur positive dominante des annonces encause. Rappelons toutefois, du tableau 2, que les annonces pures (à sujet unique etbancaire) de l’échantillon A, issues des mêmes source et période, donnent un résidumoyen significatif de 2,06%. Il semble ici que l’information bancaire se trouvediluée dans une annonce hybride, du moins si l’on en juge par la dégradation de laréaction boursière (de 2,06% à 0,73%). Et la méfiance apparente du marché neserait neutralisée que dans les cas où l’autre information accompagnant le signalbancaire s’avère hautement positive, la réaction boursière devenant alors de mêmeforce que celle des annonces pures (2,08% vs 2,06%).

Pour le restant des cas hybrides, dont 12 peu positifs, 14 neutres et 4 négatifs,on observe, dans l’ordre, des réactions boursières plutôt méfiantes: -0,70; -0,47;-1,53; somme pondérée: -0,70%. On notera les très rares annonces carrément néga-tives (4 sur 28), et pourtant, les trois réactions moyennes sont négatives (même sinon significatives), alors que celles liées aux sous-classes d’annonces pures du ta-bleau 2, qui vont de 0,36% à 5,86%, s’avèrent partout positives et parfois signifi-catives.



L’hypothèse d’additivité des éléments informatifs d’une annonce hybride neparaît pas soutenue par nos résultats. Il en ressort que la composante non bancaire,au mieux n’atténue pas, au pire dilue, la teneur positive de l’information bancaire.De plus, la réaction boursière serait asymétrique, insensible à la composante nonbancaire dans les cas d’annonces hybrides plus positives mais suspicieuse dans lesautres cas. Il se peut qu’il y ait un lien ici avec ce que Dai(2005) soutenait, modèleet chiffres à l’appui. L’engagement bancaire au bénéfice d’une firme bien établie(ayant taille, réputation et viabilité plus fortes) devrait susciter une correction bour-sière bien inférieure à celle impliquant une firme quelconque que le marché connaîtpeu.

Il suffirait que les annonces hybrides jugées plus positives concernent surtoutdes firmes quelconques et que les moins positives visent surtout des firmes de ca-libre supérieur pour expliquer une partie de l’apparente asymétrie dans les correc-tions boursières ci-analysées. Or, notre régression exploratoire liant effet boursierde l’engagement bancaire et calibre du bénéficiaire (mesuré par son ratio Montantdu crédit/Capitalisation) nous a donné la relation négative attendue, quoique nonsignificative. Ce résultat univarié ne dément pas ceux, plus fouillés, de Dai(2005).

Notons, d’une part, que les 62 annonces hybrides du tableau 5 se partagent àpeu près comme les pures du tableau 2 entre les nouveaux crédits (37/62 = 60%contre 62/110 = 56%), les reconductions (34% contre 28%) et les restructurations(6% contre 15%). D’autre part, on obtient les ratios de réactions boursières corres-pondantes (Hybrides/Pures) suivantes: 0,50; 0,27; 0,24. Ainsi, grosso modo, leshybrides ne suscitent en moyenne qu’un tiers de la réaction aux annonces bancairespures, même si la composante bancaire des hybrides ne diffère visiblement pas decelle des pures. D’où l’impression renforcée que, entre le non bancaire et lebancaire dans l’annonce hybride, la synergie serait nulle au mieux et négativesurtout, un peu comme si le marché n’appréciait pas en général qu’on entoure(embrouille?) un signal bancaire d’un contenu non bancaire.

À vrai dire, il existe peut-être un faible indice d’additivité dans l’observation,au tableau 5, que la réaction moyenne à l’annonce hybride comportant un nouveaucrédit dépasse celle comportant une reconduction (0,88% contre 0,42%). En théo-rie, la reconduction constitue un signal plus fort qu’un nouveau crédit, puisqueprovenant d’une banque déjà en place dans la firme, donc plus informée qu’unenouvelle venue. Pour qu’additivité il y ait alors, il suffirait que, en moyenne,l’information non bancaire dans l’annonce amplifie la teneur positive du nouveaucrédit et contredise celle de la reconduction. Or, il se trouve que les 37 nouveauxcrédits s’insèrent dans 19 annonces hybrides clairement positives (51% des cas) et18 moins positives ou négatives (49%), alors que pour les reconductions l’on ob-



TABLEAU 5Réactions boursières lors d’annonces hybridesa

(Canada, 1988-95)b

NB: La réaction se mesure par la moyenne (en % par 2 jours) du rendement boursier résiduel (ou résidu) que connaissent, à To-ronto, les actions des bénéficiaires de crédits durant le jour d’annonce (t=0) et son suivant. Le résidu journalier de l’action (e) égaleson rendement du jour (r) diminué de son rendement normal où m symbolise le rendement (valopondéré) synchrone dela Bourse et où les paramètres et du modèle de marché classique sont estimés via régression ordinaire avec des vecteurs r etm de 150 jours boursiers antérieurs à l’annonce (t = -180 à -31). D’où une correction moyenne de (en %/2 jours)où Résidu total aux jours 0 et 1 pour l’action iNB: Les corrections se mesurent sur deux jours via descalculs de rendements boursiers résiduels. On les détaille en haut du tableau 2 ou en IIIc.

tient (10/21 =) 48% et 52%. De plus, les nouveaux crédits en cause risquent d’êtretout autant, sinon plus, informatifs que les reconductions, pour peu qu’ils soientaccordés, non par une banque “nouvelle venue” mais par une banque déjà en place.Une forte indication à ce sujet réside dans les réactions boursières pertinentes auxannonces pures du tableau 2 (2,45% contre 1,52%), celles-ci étant de mêmes sourceet période que nos annonces hybrides. Au total, l’hypothèse d’additivité semblemal tenir la route. Nous en arrêtons l’exploration ici pour retenir l’impression déjàformulée que le contenu non bancaire de l’annonce hybride, au mieux n’atténuepas, au pire dilue ou rend suspecte, la teneur d’ordinaire positive de l’informationbancaire.

N cas Résidu moyenJours 0+1%/2 jours

Statistiquet

Fraction (%)de résidus

positifs

Annonces hybrides 62 0,73* 1,63 63

Le volet bancaire. Nouveaux crédits. Reconductions. Restructurations

37c

21c

4

0,88*0,421,00

1,910,210,10

764375

Teneur globale. Clairement positive. Faiblement positive. Neutre. Négative

32

12144

2,08**-0,70-0,47-1,53

2,46-0,79-1,39-0,48

67547320

**(*) Significatif au seil de 5% (10%).a Est hybride l’annonce dans le contexte étudié si plusieurs sujets d’information (en général 2 ou 3), dont un engagement bancaire, en font partie.b L’échantillon de 62 annonces hybrides provient d’un fichier du professeur Sebouh Aintablian, coauteur d’Aintablian et Rob-erts (2000).c Les 37 nouveaux crédits s’insèrent dans 19 annonces hybrides clairement positives (51% des cas) et 18 positives ou néga-tives (49%), la répartition correspondante pour les reconductions étant estimée à 10 (ou 48%) et 11 (ou 52%).

ˆ ˆm+ˆ ˆ

a b+ i N

ia b+ i e0 e1+= =



V. CONCLUSION

Nous avons d’abord rappelé le rôle unique des banques comme informatricesdu marché et les acquis empiriques sur la réaction boursière aux engagementsbancaires. Puis, grâce aux échantillons A et B, fournis par Aintablian et Roberts(2000) et Dai(2005), nous avons réévalué cette réaction pour le Canada sur 12 ans(1988-99) avec ses distinctions quant à leur sujet: nouveaux crédits, reconductions,restructurations, etc. Ensuite, nous avons innové par nos mesures exploratoires dela réaction boursière aux annonces hybrides.

Selon l’échantillon A (1988-95), l’annonce d’un engagement bancaire auCanada entraîne en moyenne un surgain boursier significatif de 2,06% pour lafirme bénéficiaire. On relie ce résultat tant aux nouveaux accords de crédit qu’auxrestructurations de firmes à précarité connue du marché, plutôt qu’aux reconduc-tions. Il se rattache aussi à la période d’avant l’abolition, vers 1993, des réservesbancaires obligatoires.

Nos résultats parallèles pour des annonces de crédits obtenus privémentindiquent que la bourse en pénalise les bénéficiaires d’environ -1,70%, à l’opposédu surgain de quelque 2% pour l’annonce de source bancaire connue. Nous relionscette pénalité à l’opacité du financement privé, le bancaire n’en paraissant que pluslimpide et utile pour le marché.

L’échantillon B plus récent (1993-99) affiche un surgain moyen de 0,58%,alors qu’il s’avère nul pour sa sous-période tardive (1996-99). Par ailleurs, en com-binant A et B on obtient une réaction significative sur 12 ans de 1,24%. Le fait queles annonces des années plus récentes concernent des firmes plus grosses, doncmoins inconnues du marché, expliquerait en partie la réaction boursière amoindrie.

Quant aux annonces hybrides de la période 1988-95, elles suscitent une réac-tion moyenne plutôt significative de 0,73%, mais c’est seulement pour celles àautre information très positive que nous retrouvons le surgain d’environ 2% desannonces pures de la même période. Nos mesures exploratoires soutiennent notreforte impression qu’avec une annonce hybride on embrouille, ou dilue, le signalbancaire qu’il contient. Notre hypothèse d’additivité, ou de renforcement, ne sem-ble donc pas prometteuse.



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SUMMARY

The Information Content of BankFinancing Announcements in Canada

Inès Gargouri (Concordia University)Jie Dai (Saint Mary’s University)

In this article we first review the well known literature about the unicity ofbanks (e.g., Fama, 1985; James, 1987) and the market response to bank financingannouncements (e.g., Lummer and McConnell, 1989; Slovin et al., 1992). We thenuse the Canadian samples of Aintablian and Roberts(2000; labelled A) andDai(2005; B) to provide our assessment of the Toronto Stock Exchange’s reactionto pure bank financing announcements over the 1988-99 period. We also innovateby exploring the response to hybrid announcements. Hybrid means that it combinesone banking commitment along with at least one unrelated subject, such as earn-ings or dividends. We formulate an intuitive additivity hypothesis whereby thehybrid surpasses the pure announcement in terms of market reaction provided thatthe non banking information displays high positivity.

With sample A (1988-95), we find that banking commitments in Canada gen-erate roughly 2% excess return over the two-day announcement period. The excessis associated with certain types of new loans and financial restructurings, much inline with theoretical expectations. In parallel, financing commitments through pri-vate placements produce a significant negative reaction (-1.70%), thus hinting tothe market’s dislike of opaque endorsements.

Sample B’s more recent financing announcements (1993-99) produce a lesssignificant excess return (0.58%). The smaller reaction seems to be related to boththe gradual abolition (starting in 1992) of bank reserve requirements and the sam-ple’s bigger proportion of large firms about which the market has less to learn.

Hybrid announcements of the 1988-95 period elicit 0.73% excess return. Theonly subsample that equals pure announcements in terms of excess return (2%)involves the one that includes very positive non banking information. Exploratoryanalysis leaves the strong impression that the non banking elements in the hybridannouncement dilute, rather than reinforce, its banking signal. Our additivityhypothesis appears to be less than promising.

DIVIDENDE COURANT ET BÉNÉFICE À VENIR



Fodil Adjaoud, Imed Chkir et Abdul RahmanUniversité d’Ottawa1

Résumé. Les auteurs revoient les écrits sur la finalité du dividende en faisant res-sortir les apports canadiens. Selon eux, l’évidence accumulée ne révèle pas uneconvergence décisive, même si l’hypothèse du dividende voué à réduire le coûtd’agence semble plus retenue que celle du dividende informatif quant au bénéficeà venir. Dans leur démarche empirique, ils caractérisent d’abord l’action cana-dienne par son rendement sur l’avoir et son ratio marchand/comptable, en mêmetemps que par l’ampleur de la variation de son dividende face à la variation syn-chrone de son bénéfice. Ils vérifient ensuite, peut-être pour la première fois auCanada, si les données boursières torontoises permettent de déceler un lien directsignificatif entre le changement du dividende et l’évolution subséquente du béné-fice. Ils estiment que plusieurs de leurs résultats se conforment, avec asymétrie, àl’hypothèse d’information du fait que le lien dévoilé tiendrait davantage pour leshausses que pour les baisses de dividende. Mais l’asymétrie ne transparaît guèrelorsque les hausses et les baisses figurent simultanément, avec leurs coefficientsrespectifs, dans les régressions.

I. INTRODUCTION

Nous voulons ajouter un apport canadien au filon de recherche, inépuisablesemble-t-il, sur la finalité du dividende. Cette finalité varie forcément de simple àmultiple d’une firme à l’autre. En effet, le bon sens veut que la décision de divi-dende dépende certes des préférences de l’actionnariat mais surtout du profil desrentrées de la firme et de son aptitude à dégager des liquidités. Ainsi, la jeune firmeen croissance, et donc en manque de liquidités, fixe son dividende à zéro. Si elleoscille entre le manque et l’excédent de liquidités, son dividende peut devenir ré-siduel et donc instable. Toutefois, avec la maturité et des rentrées plus amples etrégulières, la firme stabilise son dividende et ne le change qu’avec prudence. Le cas

1 Les auteurs professent la finance à l’École de gestion de l’Université d’Ottawa, 136 Jean-Jacques Lussier, Ottawa, Ontario, Canada, K1N 6N5. On les joint via 613-562-5800 (poste4767) ou via [email protected]. Ils remercient la direction de Finéco tantpour la rétroaction critique de ses lecteurs que pour son appui éditorial capital.

FODIL ADJAOUD, IMED CHKIR ET ABDUL RAHMAN


échéant, l’inattendu, donc la surprise, dans le dividende versé peut soit signaler aumarché la nouvelle teneur des attentes du manageur quant aux rentrées à venir dela firme, soit signifier que ces rentrées s’avèrent déjà excédentaires, ou insuf-fisantes, compte tenu des options d’investissement de la firme.

Implicitement, nous venons d’évoquer au moins trois hypothèses bien con-nues: la plus classique, celle du dividende informatif quant à l’avenir de la firmesur fond de politique stable à la Lintner (1956); l’hypothèse du dividende voué àréduire le coût d’agence du fait que son versement signalerait la volonté manageu-riale de moins surinvestir au sein des firmes mûres qui dégagent d’amples liquidités(Jensen, 1986; Grullon et al., 2002, etc.); et, à défaut de pouvoir signalétique,l’hypothèse du dividende neutre aux yeux du marché soutenue empiriquement parWatts (1973), Gonedes (1978), Benartzi et al. (2005), etc.

À noter que certains facteurs à peu près jamais mentionnés peuvent contri-buer à cette neutralité. Pensons à la diversité neutralisante de “philosophies”manageuriales minoritaires du dividende. Par exemple, la firme s’en trouve plusappréciée (Baker et Wargler, 2004; Shefrin et Statman, 1984), ou plus réputée et enmeilleure posture pour ses futures émissions (Gomes, 1996), etc., donc on verse desdividendes. Aussi bien penser à l’absence d’une finalité dominante pour le di-vidende chez les manageurs, hormis cette autre, peut-être, d’obéir à une traditionquasi-sacrée de versement, donc plus tenace que justifiable économiquement.Après tout, dans toute économie réelle, l’on tolère des traditions plus ou moinsanachroniques, qu’elles soient laïques ou religieuses2.

Quoi qu’il en soit, après des décennies de recherche sur le rôle du dividende,l’on constate que les résultats empiriques contradictoires s’empilent, malgré delouables précautions méthodologiques. Aucune hypothèse ne semble obtenir unsoutien décisif, le dividende étant devenu semble-t-il, un sujet permanent pourchercheurs obstinés en quête de résultats plus probants, du moins du côté améri-cain. Au Canada, le dividende a suscité, depuis 1980, des recherches moins nom-breuses mais intéressantes, comme notre revue des écrits en témoigne plus loin. Lapropension des universitaires à étudier les phénomènes financiers américains n’yserait pas étrangère, vu l’abondance des données, l’intérêt plus général et le prestigeplus grand s’y rattachant. Il demeure que l’inexistence, selon toute apparence, de

2 Les vaches sacrées errantes troublent encore la circulation en Inde, dont l’économie est de-venue néanmoins dynamique. Un économiste à tout prix rationnel expliquerait que leursbouses séchées fournissent un combustible idéal pour la cuisine des pauvres car ellescoûtent peu et brûlent avec la lenteur souhaitable. D’où une tolérance religieuse certes, maiséconomique aussi.



tests directs du lien dividende-bénéfice au Canada justifie la présente étude. Elles’impose d’autant plus que le pays se distingue notoirement des USA tant par sesfirmes à propriété concentrée que par sa fiscalité différente. De plus, l’occasion seprête à des comparaisons transnationales utiles. Ils s’avèrent que nos propres résul-tats canadiens pour 1985-2003 soutiennent clairement plus qu’ils n’infirmentl’hypothèse du dividende informatif quant au bénéfice à venir. Par là, ils s’accor-dent sur le fond à des résultats américains plus larges et plus poussés, dont ceux deNissim et Ziv (2001) pour la période 1963-98.

Successivement ci-dessous, nous revoyons divers écrits pertinents en privilé-giant les écrits canadiens moins connus (section II) et décrivons notre échantillon(III), puis présentons notre méthodologie en même temps que nos résultats (IV)avant de conclure (V).

II. REVUE DES ÉCRITS

Notre revue sur la finalité et le potentiel signalétique du dividende simple ouélargi puise certes dans le vaste bassin d’études américaines bien connues. Elle sedistingue toutefois par l’importance accordée aux études pertinentes réalisées auCanada depuis 1980. Cela va de soi puisque nos tests ci-dessous sont canadiens.Sachons que l’apport canadien doit beaucoup au programme doctoral de l’Univer-sité Laval et à la revue Finéco.

a. Vision classique du dividende informatif

L’on répète depuis longtemps que la firme bien établie ne révise son divi-dende qu’avec prudence, tant aux USA (Lintner, 1956; Baker et al., 1985) qu’auCanada (Adjaoud, 1986). Une révision inattendue, donc surprenante, peut alors si-gnaler que la firme entrevoit un net changement dans la fraction dite permanentede ses rentrées, soit ce coussin sur lequel elle compte pour financer des projets etverser des dividendes réguliers.

Or, la preuve empirique existe bien qu’une variation (inattendue selon diversmodèles) du dividende d’une firme coïncide en moyenne avec une correction bour-sière marquée, et de même signe, pour ses actions. Ne mentionnons que desrésultats connus depuis longtemps, soit, du côté américain, Charest (1978), Aha-rony et Swary (1980) et Dielman et Oppenheimer (1984), la preuve parallèlecanadienne se trouvant, notamment, chez Charest (1980) et Adjaoud (1982, 1984).L’on sait toutefois que la correction boursière de même sens constitue une condi-tion première mais insuffisante pour soutenir l’hypothèse d’information.



Rappelons d’abord que les célèbres Miller et Modigliani (1961) ont modéliséle contexte idéal où la décision du dividende, pour un investissement donné,n’influe pas sur la valeur de la firme. Ils n’excluent pas pour autant qu’une surprisequant au niveau annoncé puisse signaler de l’information sur le rendement futur dela firme et, du même coup, modifier son évaluation. C’est la racine de l’hypothèsedu dividende informatif.

Il a fallu attendre quelque 20 ans pour que des chercheurs, tels Bhattacharya(1979), John et Williams (1985) et Miller et Rock (1985), précisent diverses con-ditions plausibles et nécessaires à l’existence d’un dividende informatif en marchésous-entendu rationnel, notamment, que le signal soit coûteux et que la réaction dumarché soit conforme tant au sens (ou signe) qu’à l’importance de la surpriseinhérente au dividende annoncé.

b. Pièges d’interprétation

S’agissant du sens de la réaction, l’inférence d’un signal via dividende com-porte des pièges, et d’autant plus que l’on adopte rarement la mesure élargie dudividende (régulier, plus spécial, plus rachat, etc.). Or, le signal via rachat semblepeu clair, même si plusieurs études empiriques américaines, dont la plus classiqueet féconde, celle de Vermaelen (1981), veulent que les rachats informent le marchésur la sous-évaluation des actions en cause. Barnes et al. (1997) résument les prin-cipaux résultats américains connus en même temps que leurs propres résultats surles rachats observés au Canada durant la période 1987-95. Ils concluent que lerachat pourrait signaler, soit la sous-estimation des actions en cause (l’hypothèseusuelle), soit l’intention de la firme de ne pas surinvestir en retournant aux action-naires, via rachat, des liquidités excédentaires (l’hypothèse du coût d’agence). Ilsnotent aussi que Bartov (1991) obtient des indications d’une hausse inattendue dubénéfice dans l’année du rachat.

De son côté, McNally (1994) se fait fort de montrer les multiples piègesd’interprétation liés aux rachats. Un premier piège réside dans la possibilité d’unevariation synchrone du risque à l’annonce du dividende sous forme de rachat. Unehausse (ou baisse) du dividende avec mouvement synchrone inverse du risque peutentraîner une réaction boursière positive (ou négative) qui s’accorde au signal clas-sique sur le bénéfice ultérieur de la firme, alors que seule la variation du risque enserait la source. Mais même là où l’on constaterait une variation du risque, faudrait-il la relier à la surprise dans le dividende annoncé? Or, un autre piège existe ici carla variation pourrait surtout résulter de phénomènes exogènes. Par exemple,McNally peut soutenir avec ses résultats que la forte baisse du bêta synchrone auxrachats d’actions (en soi des hausses de dividende) résulte surtout d’un tassement



des bêtas vers leur niveau unitaire central sous l’effet d’une dispersion amoindriedu rendement global du marché. Par ailleurs, les résultats tant américains que cana-diens d’Atindéhou (1996, 1997) indiquent, d’une part, que seul l’inattendu dans labaisse du dividende régulier s’accompagne d’un changement inverse du risque desactions. D’autre part, selon Atindéhou et al. (2000), seules les baisses de dividendedes firmes moins réputées, pour peu que leur réputation aux yeux du marché sereflète dans les cotes de médias-phares comme Fortune, génèrent une réactionnégative significative et conforme à la hausse subséquente de leur risque bêta. Lebon sens semble ici bien servi: une bonne réputation peut neutraliser un messagequi serait d’ordinaire considéré négatif. Atindéhou et al. (2000) traitent de cet effetasymétrique de la réputation3.

c. Le dividende réducteur du coût d’agence

Du côté canadien, Sédzro et Bernier (1992) comparent les réactions bour-sières aux hausses du dividende régulier, au dividende spécial et aux rachats. Leursrésultats de la période 1984-89 indiquent que les annonces en cause signalentdavantage la propension de la firme à réduire son coût d’agence (selon Jensen,1986) que la qualité de sa situation financière (selon John et Williams, 1985, ouMiller et Rock, 1985). En particulier, la hausse du dividende régulier, à cause deson caractère durable, constituerait un meilleur réducteur du coût d’agence, ce quimilite implicitement contre l’hypothèse classique d’information sur l’avenir de lafirme. En effet, selon cette hypothèse, la forme que prend un montant inattendudonné de dividende ne devrait pas importer aux yeux du marché.

Plusieurs études américaines soutiennent l’hypothèse liée au coût d’agence.Par exemple, Benartzi et al. (1997) trouvent que le dividende annoncé s’accorde aubénéfice courant ou passé plutôt que futur, soit un résultat plausible si le dividendesert à évacuer les liquidités excédentaires de la firme vers un actionnariat apte à enfaire meilleur usage. Pour leur part, Brook et al. (1998) estiment que même si ledividende varie selon la fraction prévisible du flux de la firme, il n’en résulte paspour autant un lien entre dividende et rendement futur. Pour d’autres, comme Berket al. (1999) et Grullon et al. (2002), le dividende serait surtout versé par la firmemûre, d’ordinaire limitée dans ses options de croissance, et donc dans son rende-ment futur. Ce lien entre dividende versé et stade de vie de la firme est soutenu parSédzro, Bernier et Charest (1992) en s’appuyant sur les résultats de thèse de Sédzro(1992a). Dans un article subséquent, Sédzro (1992b, p. 31) soutenait que: “la réac-

3 Il nous semble que les études de réactions boursières profiteraient de l’inclusion d’une va-riable de réputation des firmes en cause, à défaut de procéder via des régressions explica-tives plus exigeantes.



tion du marché (canadien) liée à une hausse du dividende régulier est plus élevéepour les firmes à faible potentiel de croissance (...). Au total, les majorations mul-tiformes du dividende refléteraient plus un souci d’atténuer les coûts d’agencequ’un effort de signalisation”.

Notons bien que plus un échantillon renferme de firmes mûres aux liquiditésd’ordinaire abondantes et à la croissance amoindrie, plus la vision d’un dividenderéducteur du coût d’agence risque d’être soutenue empiriquement. Or, les échantil-lons ayant servi aux tests depuis les années 80 sont constitués d’actions auxdonnées les plus complètes possibles sur des fichiers connus (par exemple, CRSPet Compustat aux USA versus Laval et TSE Western au Canada). Ils s’en trouventdonc biaisés en faveur des firmes plus mûres, et d’autant plus qu’elles versentd’ordinaire des dividendes, contrairement aux plus jeunes en manque de liquidités.Pour peu que l’on admette ce biais, l’on ne s’étonne pas du constat, assez visibleselon nous, que le dividende réducteur du coût d’agence se trouve plus soutenuempiriquement que le dividende informatif. Il s’avère toutefois que les jeunesfirmes affluent de plus en plus en bourse américaine, ce qui devrait atténuer leditbiais (Fama et French, 2001; DeAngelo et al., 2004).

d. Dividende informatif et résultats plus récents

Selon Lapointe (1996, p. 66) ces résultats canadiens révèlent “que toute haus-se inattendue du dividende a plus grande valeur informative si la firme affiche plusde variabilité dans son flux monétaire. (... Ils) se distinguent de ceux d’Eades(1982) parce qu’ils (...ne permettent) pas de rejeter l’hypothèse de signalisation viadividende (...)”. De tels résultats s’accordent aussi au modèle classique de Lintner(1956) voulant que la firme fixe prudemment son dividende à un niveau soutenabledans l’avenir, donc en tenant compte tant de la variabilité de ses rentrées que del’estimation de sa composante permanente. Miller (1987) endosse cette intuitionque l’inattendu dans le dividende révélerait de l’information sur ladite composante.Selon Asquith et Mullins (1983), Kalay et Lowenstein (1985) ainsi que Healy etPalepu (1988), il existerait une relation positive entre l’annonce du dividende et larentabilité future de la firme. De son côté, Skinner (2004) décèle une forte corréla-tion entre changement de dividende et bénéfice futur. Pour Nissim et Ziv (2001), lahausse courante du dividende aurait, toutes précautions prises, un lien positif signi-ficatif avec la part inattendue du bénéfice à venir sur deux ans. Elle ajouterait àl’information révélée par les autres données (financières et comptables) de la firme.À ce propos, Abukari et al. (2003, p. 103) montrent pour le Canada que si le coursdes actions s’explique grandement par leur valeur comptable récente, le dividendepossède une supériorité tant explicative que signalétique sur le bénéfice non réparti,voire sur le bénéfice tout court. Remarquons que même si ces auteurs constatent un



lien cours-dividende positif significatif d’une régression annuelle à l’autre, il nes’ensuit pas, selon l’hypothèse d’information, que toute surprise, positive ou néga-tive, dans le dividende courant annonce un bénéfice ultérieur inattendu de signeconforme. Il s’agit néanmoins d’un constat sensément favorable à l’hypothèsed’information dans la mesure où le cours de l’action, forcément relié au bénéficefutur attendu (car un titre vaut ses promesses actualisées), maintient d’une année àl’autre une relation positive avec le dividende.

* * *

Au total, il nous apparaît que le dividende informatif demeure une hypothèseprometteuse, du moins au Canada, où le lien direct possible entre dividende courantet bénéfice ultérieur n’a pas été éprouvé à notre connaissance. Or, nos résultats plusloin militent pour sa rétention, malgré l’évidence déjà mentionnée en faveur du di-vidende réducteur du coût d’agence, et sans compter les tests qui rejettent ce lienau fil des décennies (Watts, 1973; Gonedes, 1978; Dyl et Weygand, 1998; Benartziet al., 2005; etc.). Nos tests ci-dessous sont certes tributaires de conditions particu-lières au Canada, notamment sa fiscalité face au dividende (Adjaoud et Zéghal,1993) et diverses lacunes dans les données disponibles du fait, entre autres, d’uneactivité boursière réduite par la concentration (familiale) poussée de l’actionnariat(Gadhoum, 1995). Ils vont néanmoins nous permettre d’offrir une premièreréponse à la question directe qui s’impose avant tout dans le dossier en cause auCanada: la surprise dans le dividende d’une firme annonce-t-elle, avec une proba-bilité convaincante, l’évolution subséquente de son bénéfice?

III. L’ÉCHANTILLON

Outre l’inscription ininterrompue en Bourse de Toronto durant la période1985-2003, les firmes retenues ont les données nécessaires, sur fichier Stockguide,pour pratiquer les régressions prévues. Ces données comprennent, ou permettent decalculer, les niveaux des variables suivantes pour chacune des actions en cause: sonbénéfice annuel et le dividende annualisé4 correspondant; son rendement surl’avoir; sa valeur marchande; sa valeur comptable; et son ratio marchand/comp-table correspondant. La variation du bénéfice se calcule selon le modèle naïf clas-sique par la simple différence entre deux bénéfices successifs. Pareillement,l’inattendu, ou la surprise, dans le dividende annualisé courant se mesure par la dif-férence d’avec son niveau précédent, de sorte qu’il est dit en hausse, stable ou enbaisse si la différence s’avère positive, nulle ou négative, respectivement. Les bais-ses et hausses de dividende sont limitées à l’intérieur du champ allant de -99% à100%. Il s’agit ici, d’une part, de réduire le poids des variations exceptionnelles.

4 Selon l’étude pionnière de Watts (1973), le recours au dividende annualisé plutôt que tri-mestriel se justifie du fait de son lien plus étroit avec le bénéfice annuel.



sus 14%). Donc, tant dans l’absolu qu’en proportion, le dividende baisse plus qu’ilne monte. Toutefois, la hausse de moindre ampleur étant plus fréquente, l’onobtient un mouvement net presque nul, par exemple, une médiane pondérée de -0,6c par action. Les changements tendent donc à se neutraliser au fil des ans. Unetelle tendance centrale vers zéro est compatible avec un rendement en dividendestable en bourse canadienne durant la période étudiée.

Retenons bien qu’en cas de hausse de dividende, le bénéfice monte trois foisplus (7,7c/2,5c), tandis que la baisse (médiane) du dividende égale presque troisfois la baisse du bénéfice (-9,0c contre -3,2c). Comme l’on sait que la baisse du di-vidende survient beaucoup moins souvent que la hausse, l’on peut y voir l’imageclassique du manageur prudent qui, déçu dans son vain espoir de meilleurs résul-tats, se résout à réduire fortement le dividende, histoire de signaler (au minimum)la nette détérioration du bénéfice. Mais, à ce stade des apparences, ne présumonspas plus du lien entre dividende en baisse et bénéfice à venir.

Toujours au tableau 1, l’on voit que le rendement (médian) sur l’avoir desfirmes ayant des dividendes en hausse, stables ou en baisse s’ordonne selon un pro-fil décroissant du genre attendu (13,7%; 8,8%; 7,3%), tandis que les médianes duratio marchand/comptable n’ont rien d’étonnant. En effet, la confiance du marchévis-à-vis une firme en voie de hausser son dividende devrait se traduire par un coursplus élevé pour une valeur comptable donnée. Ainsi observe-t-on un ratio médiande 1,66 pour les cas en hausse, à comparer avec les ratios peu différenciés respectifsde 1,34 et 1,40 pour les firmes aux dividendes stables ou en baisse, la médiane glo-bale se situant à 1,50.

Prises ensemble, les médianes du tableau 1 renvoient une image plutôt clas-sique du manageur prudent dans ses décisions de dividende. Il ne le hausse qu’enpériode de rentabilité supérieure et qu’à un niveau très soutenable en n’y consacrantqu’une fraction restreinte (de l’ordre du tiers) de la croissance dans le bénéfice. Parcontre, s’il a épuisé son espoir de pouvoir le maintenir, il opte pour une baisse dudividende aussi tardive que radicale, de l’ordre de trois fois la baisse synchrone dubénéfice. On relie volontiers cette radicalité différée à la moindre fréquence desbaisses (grosso modo, 1 baisse pour 3 hausses). En fin de compte, si les médianesde notre échantillon global de 1378 cas pour la période 1985-2003 s’avèrent bienreprésentatives, alors il serait typique qu’on observe au Canada des actions ayantun ratio marchand/comptable d’environ 1,5, un rendement sur l’avoir de l’ordre de11%, des variations de dividende qui subissent une tendance centrale vers zéro,



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donc qui s’annulent au fil des ans8, et ce, malgré une variation parallèle faiblementpositive de bénéfice (de 4,5c ou 6%).

Voyons maintenant si les modèles américains que nous retenons pour cernerle lien entre dividende courant et bénéfice à venir sont soutenables ou rejetablesavec nos données canadiennes. L’on verra que l’hypothèse du dividende informatifs’en sort plutôt bien, du moins d’après nos résultats plus exploratoires quedéfinitifs.

IV. MÉTHODOLOGIE ET RÉSULTATS

a. Mesures et modèles de base

Nos données annuelles canadiennes, plus lacunaires qu’idéales, nous limitentdans notre exploration du lien bénéfice(B) - dividende(D). Elles nous permettentnéanmoins d’effectuer des régressions par pan9, à défaut de régressions transver-sales mobiles. Par ailleurs, nous attribuons aux changements de B et de D uncaractère aléatoire et un effet de surprise possible pour le marché. Nous négligeonsici le fait que le marché peut en partie déceler la surprise via des données trimes-trielles, voire plus fréquentes, disponibles durant l’année de changement. Nousestimons néanmoins que nos mesures annuelles, de type naïf classique, convien-nent à nos fins exploratoires du lien B-D au Canada.

À l’instar de Nissim et Ziv (2001) et de Benartzi et al. (1997), nous partonsde la variation annuelle du dividende, observée en fin d’année t = 1, soit

, pour expliquer en succession la variation annuelle syn-

chrone du bénéfice (à t = 1), la suivante (à t = 2) et sa subséquente (à t = 3). Pour

8 Cette tendance vers zéro indique probablement un rendement en dividende stable au Canadachez les firmes qui en versent. Selon le mensuel Vision de janvier 2007 de FinancièreBanque Nationale, la grande firme canadienne qui verse des dividendes aurait un rendementen dividende moyen de 2,7% versus 1,8% pour la firme moins grande. Du Globe & Mail du22 mars 2007 (p. B19) on peut estimer qu’environ 350 firmes cotées à Toronto (sur quelque800) versent des dividendes à hauteur moyenne d’environ 2,6% avec écart type de 2,1%,selon un échantillon de 40.

9 Dans les régressions nous excluons les cas de dividende stable pour des raisons statistiquesévidentes. Rappelons que les régressions par pan, communément dites pooled, se pra-tiquent sur des cas englobés dans un pan temporel donné (ici 1985-2003), donc sans égardà leur temps de survenance précis. Pour pan, échantillon et modèle donnés, le nombre n derégressions augmente avec les décalages de variables. Par exemple, pour M1 ci-dessus, n =3 car yt peut être . NB: “régression par pan” est le néo-logisme adopté par la revue Finéco pour remplacer pooled regression.

B1 P0, B2 P0 ou B3 P0

D1 D0 D1 D0–= /D0



rendre ces dernières plus cohérentes, on les exprime par dollar de valeur d’action,soit boursière (P0), soit comptable (C0), en fin d’année 0, juste avant l’année cou-

rante (t = 1) du changement de dividende. Il en découle deux modèles de régressionque nous symbolisons par M1 et M2 avec variable dépendante yt égale à

pour M1 et pareillement

pour M2, la variable explicative commune étant et le terme

d’erreur t, t=1,2,3. D’où:

(M1)

t = 1,2,3

et . (M2)

À noter que la valeur boursière P0 dans M1, contrairement à C0, s’avère

d’ordinaire un peu corrélée avec , du moins aux USA selon Nissim et Ziv

(2001), ce qui pourrait induire une corrélation négative entre l’erreur dans la

mesure de yt et . Il y a donc risque ici de brouiller la vision du lien possi-

ble entre dividende courant et bénéfice postérieur. D’où la précaution d’estimer M2en parallèle avec C0 qui remplace P0.

Pour obtenir des cas à données complètes, comme l’exigent les modèles M1et M2, on commence avec les données des années 1985 à 1988 (t=0,1,2,3). Pourchaque cas de changement de dividende, on en extrait: D0 = total des dividendes

versés par la firme en 85; D1 = total correspondant en 86; B0, B1, B2 et B3 = dans

l’ordre, bénéfice annuel par action pour 85, 86, 87 et 88; P0 = cours de l’action en

fin de 85; C0 = sa valeur comptable au même moment. On a tout alors pour mesurer

D1/D0 et les 6 yt en cause pour tout cas observé en

86 à t=1. On répète l’opération en adoptant 87 comme année t=1 pour obtenir lescas à données complètes de l’année 87, et ainsi de suite jusqu’aux cas plus récents.Divers cas n’entrent pas dans les régressions par manque de données ou impossi-bilité de calcul. Les régressions sont ensuite pratiquées par échantillon et par panunique couvrant la période étudiée (1985-2003). La régression par pan, répanduedans les écrits du domaine, se justifie d’autant plus que pour plusieurs régressionstransversales annuelles les observations disponibles ne suffiraient pas.

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yt = Bt C0 0 1 D1 D0 + t+=

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b. Premiers résultats

Le tableau 2 révèle que les résultats se ressemblent d’un modèle à l’autremais pas d’un échantillon à l’autre. À preuve, tant pour M1 que pour M2 et l’échan-tillon global, les résultats apportent un soutien apparent, plutôt général, àl’hypothèse du dividende informatif. Il suffit de voir que seuls les coefficients 1des changements courants de dividende reliés aux variations postérieures (doncnon synchrones au bénéfice) s’avèrent positifs et significatifs (p<5%). Mais uneasymétrie s’y révèle. En effet, les cas de dividende en baisse n’affichent aucun 1significatif, tandis que les 1 des cas, fortement majoritaires, en hausse le sont tous

(à une exception marginale près), y compris pour les régressions à variablessynchrones.

Cette asymétrie suggère l’interprétation suivante. D’une part, la variation dudividende, en général trimestriel, s’observe presque toujours au cours de l’année,plutôt qu’à sa fin (comme le bénéfice annuel). D’autre part, chez les firmes versantdes dividendes, la hausse épouse davantage que la baisse, par sa fréquence et sonmontant modeste, l’évolution du bénéfice. À ce sujet, les médianes (absolues et en%) des variations de D et de B du tableau 1 permettent de chiffrer le scénario à dou-ble volet suivant: (1) typiquement, la hausse de dividende de 2,5c transforme D0(=17,5c) en D1(=20,0c) alors qu’en parallèle le bénéfice B0 de 69,5c augmente de

7,7c jusqu’à B1=77,2c, la fraction du bénéfice versée en dividende (D/B) bougeant

à peine de 25% à 26%; (2) typiquement, une baisse tardive et radicale de 9,0cchange D0(=27,0c) en D1(= 18,0c), tandis que B0(=36,0c) subit 3,2c de baisse pour

atteindre B1(= 32,8c), la fraction D/B passant alors de très haut (75%) à haut (55%),

selon toutes apparences. Bien sûr, ce scénario inspiré de nos observations médianespour D et B ne relève pas d’une étude exhaustive. Mais convenons qu’il ajoute à laplausibilité de nos résultats du tableau 2 qui favorisent en apparence l’hypothèse dudividende informatif, du moins par ses hausses.

c. Résultats avec contrôle du rendement sur l’avoir

Il n’est pas exclu que l’absence de variables dans nos régressions mènent àdes résultats ambigus. Par exemple, selon Freeman et al. (1982) et Fama et French(2000), le rendement sur l’avoir (R: ici mesuré par Bénéfice sur Valeur comptabledu même moment = B/C) serait informatif du changement de bénéfice subséquentdu fait qu’il subit une tendance centrale. Dès lors que R se trouve décentré par deshausses ou baisses de bénéfice, il devrait s’ensuivre un changement de bénéfice en



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0,00

1920

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ˆ 0ˆ 1

ˆ 0ˆ 1



sens contraire. Il nous a donc importé, à l’instar de Nissim et Ziv (2001), d’ajouterle R antérieur au changement de bénéfice, dans nos modèles M1 et M2, le souciétant d’éviter d’attribuer au changement de dividende antérieur l’informationapportée par R. Si les régressions révèlent alors un 1 positif pour le changementde dividende (antérieur d’une ou deux années au changement de bénéfice) en mêmetemps qu’un 2 négatif pour le rendement sur l’avoir (antérieur d’une année à cha-cun des deux changements de bénéfice), alors l’hypothèse du dividende informatifs’en trouverait mieux soutenue. Le tableau 3 montre les résultats moyens issus denos régressions par pan avec contrôle pour le rendement sur l’avoir Rt-1. Nosmodèles M1 et M2 modifiés par Rt-1 deviennent M3 et M4, soit:

(M3)

=

(M4)

où t=2,3. Notons que les conditions simultanées de postériorité de yt à

et d’antériorité de Rt-1 à yt ne tiennent que pour t=2 et 3. Dans le tableau 3, si on se

restreint au modèle M3 (à gauche) et à t=2, donc au premier changement postérieur

de bénéfice , l’on observe des coefficients significatifs de signes

cohérents, tant pour les cas réunis ( 1 = 0,0715; 2 = -0,0011) que pour les hausses

de dividende prises isolément ( 1 = 0,0561; 2 = -0,0008). La hausse de dividende

serait donc informative du prochain changement de bénéfice. Toutefois, la baissene semble pas l’être car seul Rt-1 affiche un coefficient significatif ( 2 = -0,0030,

p = 0,005).

Si l’on passe à t=3 et donc au changement de bénéfice postérieur de 2 ans

, les résultats de M3 tendent à soutenir l’hypothèse du dividende infor-

matif. En effet, pour les cas réunis, l’on constate la positivité très significative de

1 (= 0,0973, p = 0,000) et la négativité de 2 (= -0,0003, p = 0,1324). Cependant,

si l’on isole les hausses de dividende, les coefficients conservent leurs signes dif-férents attendus et s’éloignent même davantage de zéro sans pour autant afficherune signification statistique.

yt = Bt P0

1 2 D1 D0 2 Rt 1– t+ + +

yt = Bt C0

D1 D0

B2 P0

B3 P0



Au total, les résultats de notre modèle M3 soutiennent passablement la visiond’un dividende informatif. Ils s’accordent à plus d’un égard aux résultats améri-cains de Freeman et al. (1982) et de Nissim et Ziv (2001). L’hypothèse d’un divi-dende neutre (ou vide d’information) quant aux bénéfices à venir s’en trouveaffaiblie, du moins quand il s’agit du Canada, de hausses de dividende et d’un hori-zon d’explication d’un an.

Constatons néanmoins avec les résultats pour M4 (à droite, au tableau 3), quesi l’on substitue C0 à P0 dans la variable dépendante, tous les coefficients 1 mo-yens pour les dividendes en hausse, mais aussi pour les cas réunis, s’avèrent positifset significatifs, alors que les 1 des baisses affichent la positivité attendue maismanquent de signification. Pour les 2, les résultats sont mitigés. L’on en compte3 sur 6 qui s’avèrent significatifs, dont 1 seul est négatif. Pour ce qui est des divi-dendes en baisse, notons que les 1 et 2 arborent tous les signes attendus, mêmesi un seul s’avère significatif ( 2 = -0,0046, p = 0,025) et lié à l’explication du 1er

changement de bénéfice.

Finalement, notons bien du tableau 3 que le coefficient 1 de la variable di-

vidende s’avère partout positif (12 fois sur 12, dont 7 fois avec ), et ce,tout en contrôlant pour Rt-1, le rendement sur l’avoir. Or, celui-ci s’affiche 7 fois

sur 12 avec un coefficient 2 cohérent négatif, dont 4 fois significativement. Par

ailleurs, le modèle M3 (avec bénéfice à venir rapporté au cours boursier P0) fournit

ses meilleures explications pour la 1ère année d’horizon, tandis qu’avec M4, où lavaleur comptable C0 remplace P0, l’on obtient de meilleures explications pour la

2e année, du moins pour l’échantillon global et les cas de dividende en hausse.Avec les cas en baisse, le contrôle pour Rt-1 n’a rien changé sur la positivité

générale, déjà observée, des 1 en l’absence de contrôle (tableau 2). Toutefois, les

2 de Rt-1 s’avèrent négatifs, donc cohérents, 4 fois sur 4, dont 2 fois significative-

ment, en 1ère année d’explication. Visiblement, l’ajout d’un contrôle via Rt-1 dans

le tableau 3 diminue l’asymétrie, ou la dissemblance, entre les résultats pour leshausses et baisses de dividende, du moins par comparaison avec les résultats du ta-bleau 2 obtenus sans contrôle.

d. Résultats des régressions finales

D’une part, nous pouvons rapporter que la teneur de nos résultats change peuavec la taille de la firme et son ratio D/B, soit la fraction de son bénéfice versée endividende. Ces indications viennent de régressions effectuées selon notre modèle

p 0 05



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ˆ 1ˆ 2



de base M1 avec les demi-échantillons suivants: (1) 50% des cas de notre échantil-lon global qui correspondent aux firmes à capitalisation inférieure; (2) l’autremoitié à capitalisation supérieure; (3) 50% de nos cas liés aux firmes à ratio D/Binférieur; et (4) l’autre moitié à ratio D/B supérieur.

D’autre part, nous vérifions de plus près ci-dessous l’asymétrie de nos résul-tats canadiens, le phénomène étant déjà connu aux USA (DeAngelo et DeAngelo,1990; Benartzi et al., 1997; Nissim et Ziv, 2001). Il s’agit de rendre plus compara-ble l’aptitude respective des hausses et baisses de dividende à expliquer le bénéficeà venir. On y procède en réestimant nos modèles M3 ou M4 avec des coefficientsséparés ( 1h, 1b) pour les hausses (h) et baisses (b) de dividende. Le processusexige que l’on multiplie ces dernières par des indicateurs (I) binaires distinctifs. Ihvaut 1 en cas de hausse ou 0 autrement, et pareillement pour Ib. Les modèles sui-vants, M5 et M6, en résultent, pour t=2,3:

(M5)

=

(M6)

où les yt, différemment relativisés, sont les futurs changements de bénéfice succes-

sifs d’horizon 2 et 3 à expliquer en fonction des hausses ou baisses de dividende

établies à t=1 , tout en contrôlant pour le rendement sur l’avoir (Rt-1)

antérieur d’une année à yt. Nos estimations pour M5 et M6 figurent au tableau 4.

Nous y voyons pour M5 et les deux années de yt à expliquer que les coefficients des

trois variables indépendantes affichent partout les signes attendus et s’avèrent si-gnificatifs à une exception marginale près pour Rt-1. On y voit clairement l’impor-

tance semblable et significative des coefficients (entre 0,07 à 0,17) des hausses etbaisses de dividende à t=2 et t=3. On y observe aussi des statistiques de Studentconvaincantes et comparables pour les coefficients des hausses et des baisses,même si celles-ci sont presque deux fois moins nombreuses. Donc, avec le modèleM5 l’on obtient des résultats peu marqués d’asymétrie et d’ambiguité. Ils s’accor-dent aux attentes issues de l’hypothèse du dividende informatif, notamment par lelien positif significatif qu’ils révèlent entre les changements du dividende (tels quemesurés par nous) et les changements subséquents de bénéfice. Quant à M6, quidiffère de M5 par le dénominateur comptable de la variable dépendante, les résul-tats indiquent aussi l’importance significative tant des hausses que des baisses dedividende dans l’explication du bénéfice à venir. Toutefois, la positivité des coef-ficients 2 du rendement sur l’avoir défie les attentes et dilue ainsi la force des

résultats obtenus pour M6. Au total, le tableau 4 soutient visiblement plus qu’iln’infirme l’hypothèse du dividende informatif.

yt = Bt P0

0 1h Ih D1 D0 1b Ib D1 D0 2 Rt 1– t+ + + +

yt = Bt C0

D1 D0



TABLEAU 4Résultats pour M5 et M6 illustrant l’aptitude relative des

hausses (h) et baisses (b) de dividende à expliquer l’évolution postérieure du bénéfice

NB: Chacune des régressions couvre le pan temporel complet de la période étudiée (1985-2003). Les échantillons, qui concernent116 firmes aux actions cotées à Toronto, englobent leurs hausses et baisses de dividende pour lesquelles on trouve des donnéescomplètes dans le fichier Stockguide. exprime le changement (en %) dans le total des dividendes versés par actiondurant l’année t=1 par rapport au total pour t=0. symbolise les deux changements postérieurs du bénéfice annuel (pour t=2,3).P0 représente le cours boursier de l’action en fin d’année t=0 et C0 sa valeur comptable synchrone.Le rendement sur l’avoir, Rt-1,se mesure par B1/C1, ou B2/C2, soit immédiatement avant chacune des deux années de bénéfice postérieur (t=2,3). Les Ih et Ib sontdes indicateurs binaires. Ih vaut 1 s’il s’agit d’une hausse (h) et 0 autrement, et pareillement pour l’indicateur des baisses (Ib). Lastatistique de Student (entre parenthèses) est corrigée à la White (1980) tandis que p égale la probabilité que le coefficient trouvérésulte du hasard. Les coefficients noircis sont significatifs au seuil de 5%.

V. CONCLUSION

Notre revue des écrits, en particulier canadiens, sur le lien dividende-béné-fice couvre surtout les hypothèses concurrentes du dividende soit informatif dubénéfice futur, soit réducteur du coût d’agence de la firme. Notre caractérisationdes changements annuels par action observés au Canada entre 1985 et 2003 con-forte l’image classique du manageur prudent. Il hausse le dividende par unefraction de la croissance du bénéfice. En situation dégradée avérée, moinsfréquente, il se résout à baisser le dividende plus radicalement que ne baisse lebénéfice.

Pour réaliser, selon notre but premier, des tests directs exploratoires du liendividende-bénéfice au Canada, nous recourons à des régressions dites par pan (ou

Modèle Année tB

AnnéeD

Posté-rioritéde B

0(Student)

p

1h(Student)

p

1b(Student)

p

2(Student)

p

R2 N

M5 2 1 1 0,0149(2,194)0,029

0,0708(2,873)0,004

0,0719(2,451)0,014

-0,0011(-2,822)

0,005

0,0695 805

3 1 2 -0,0000(-0,004)0,997

0,0936(2,033)0,042

0,1001(2,381)0,018

-0,0003(-1,508)

0,132

0,0483 742

M6 2 1 1 -0,0118(-0,553)0,580

0,1681(3,364)0,001

0,1069(2,018)0,044

0,002(0,163)0,871

0,0435 820

3 1 2 -0,0486(-2,172)0,030

0,1713(2,880)0,004

0,0952(1,543)0,123

0,003(1,961)0,050

0,1121 763

D1 D0Bt

M5 : yt Bt P0=

0 1h Ih D1 D0 1b Ib D1 D0 2 Rt 1– t , t=2,3+ + + +=M6 : yt Bt C0=



pooled) à partir d’échantillons de cas de dividende en hausse, en baisse ou des deuxtypes réunis. Ces régressions relient le changement annuel du dividende (avec sapart hypothétique de surprise pour le marché) aux changements de bénéfice dansles deux années postérieures. La variable bénéfice est rapportée au cours boursierde l’action ou à sa valeur comptable. Notre explication du bénéfice à venir par lavariable dividende compte des régressions où l’on contrôle pour le rendementantérieur sur l’avoir, car celui-ci présente d’ordinaire une corrélation appréciableavec le bénéfice subséquent.

Nos régressions initiales, moins raffinées, donnent des résultats asymétri-ques: tant l’échantillon global que les hausses de dividende prises isolément, maispas les baisses, affichent le lien positif significatif indiquant un soutien àl’hypothèse d’information. L’asymétrie demeure lorsque le rendement sur l’avoirest pris en compte dans les régressions, car même si la variable dividende s’avèreparfois significative et présente partout la positivité attendue, son coefficient, lors-qu’il s’agit de baisses de dividende, ne diffère jamais de zéro. Pareillement, lescoefficients du rendement ont la négativité attendue et diffèrent de zéro une fois surdeux, mais ce résultat favorable ne tient que lorsque la variable bénéfice est rap-portée au cours boursier plutôt qu’à la valeur comptable. Cette dernière introduitdans nos résultats une certaine ambiguité qu’il conviendrait d’étudier dans desextensions à la présente étude exploratoire, extensions du genre qu’on trouve déjàchez Nissim et Ziv (2001) du côté américain. Quant à nos régressions finales où leshausses et baisses de dividende figurent simultanément avec coefficients respectifs,elles donnent des résultats plus clairs. Pour l’essentiel, ils paraissent à la fois dénuésd’asymétrie et favorables à la rétention, au Canada, de l’hypothèse du dividendeinformatif quant au bénéfice à venir de la firme.



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SUMMARYCurrent Dividends and Subsequent Earnings

Fodil Adjaoud, Imed Chkir and Abdul Rahman(University of Ottawa)

Our main purpose is to replicate, to a limited extent for Canada, the elaborate US empiricalstudy of Nissim and Ziv (2001) about corporate dividend changes and subsequent EPS behavior. Theopportunity is first taken to selectively review the vast empirical literature that addresses managerialapplication of dividend policy and its hypothesized links to corporate earnings, as well as method-ological issues. As expected, the review provides contradictory evidence about these links. Theagency cost reduction view of dividends seems as well supported as the dividend-information hypoth-esis, not to mention the non negligible evidence that negates these links. The array of US contributionsreviewed include Lintner(1956), Watts(1973), Charest(1978), Miller and Rock(1985), Baker etal.(1985), Jensen(1986), Benartzi et al.(1997), Nissim and Ziv(2001), Fama and French(2002),DeAngelo et al.(2004) and Benartzi et al.(2005). A surprising number of Canadian contributions arealso reviewed, including Charest(1980), Adjaoud(1982, 1984, 1986), Sédzro(1992a, 1992b), Sédzroet al.(1992), McNally(1994), Lapointe(1996), Atindéhou(1996, 1997), Barnes et al.(1997), and Atin-déhou et al.(2000). Another opportunity is seized. Through sample characterization, we try to inferthe typical Canadian manager’s handling of dividend changes in the face of earnings changes. Arather classical, Lintnerian, picture emerges.

For our Canadian tests of the dividend-information hypothesis, we use the Stockguide data-base to identify TSE-quoted firms with the required information over the 1985-2003 period. Throughvarious filters, we sample out 627 cases of annual dividend increases, 234 cases of decreases as wellas 517 cases of stability (see Table 1). In all our tests, we always deflate the earnings-related depen-dent variable by either market or book share value, and run pooled regressions, two rather standardfeatures in such endeavors. In our initial tests, the future EPS changes (over two years) are uniquelyrelated to current annual dividend changes. In all other tests we always add ROE as a control vari-able, given its mean-reverting nature makes it a predictor of EPS changes. We further allow in ourfinal tests for conjoint, thus separate, dividend coefficients, one for current increases, the other fordecreases. It enables us to compare their relative importance in accounting for subsequent EPSchanges.

Our results in Tables 2 and 3 indicate that future changes in EPS are significantly and posi-tively correlated with changes in current dividends, but in an asymmetrical manner: the evidenceapplies mainly for dividend increases. However, the asymmetry fades when the regressions allow forconjoint dividend increase and decrease coefficients. Table 4 reveals that both dividend coefficientsshow similar significance and importance. The symmetrical evidence stands even though decreasesare twice less frequent and the ROE just prior to EPS changes is controlled for. Two other findingsdeserve mention here. Our Canadian results are rather in line with the more elaborate US results ofNissim and Ziv (2001). When obtained using the market, rather than book, value deflator, they gen-erally embody less ambiguity for reasons unfound yet.

Overall, we estimate our exploratory tests of the direct link between current dividend changesand subsequent EPS changes yield positive and significant evidence in favor of the dividend-informa-tion hypothesis. Thus, we see the latter as still useful when it comes to depicting dividend policy andfinality in the Canadian corporate world.

BILAN FINÉCO: 15 ANS SUR PAPIER ET AVENIR ÉLECTRONIQUE À DÉFINIR



Guy Charest, Directeur-éditeur sortant

a. Bilan de production. Lancée en décembre 1991, la revue Finéco a publié surpapier, en 2 200 pages, sous attrayante couverture bleu royal, 167 auteurs, dont 28femmes, 15 volumes et 107 articles, à sujets financiers (65%), économiques (15%)ou comptables (20%). Mais nouvelle ère oblige: sa Faculté d’accueil entrevoit pourelle un avenir purement électronique. Question d’économies, d’audace expérimen-tale, de modernisme. On ne boude pas le progrès.

Le temps est venu pour le navire Finéco, aux livraisons toujours plus tardi-ves, d’entrer en cale de radoub. Ayant agi comme son capitaine depuis le début,j’en cède le gouvernail, car un âge avancé, plus que la fatigue, m’a déjà poussé dansles rangs des retraités du port d’attache: l’Université Laval. D’où le présent bilan.

Finéco a connu jusqu’ici une diffusion surtout pancanadienne mais interna-tionale aussi. Vu sa nature pointue, son nombre d’abonnés payants n’a jamaisdépassé 525 par année, mais son lectorat estimatif dépasse le millier par autresmédias interposés (site web et reprographie). Ses 167 auteurs (universitaires enbonne majorité) sont certes des Canadiens de souche (53%), tant francophones(37%) qu’anglophones (16%), sans compter les jeunes universitaires issusd’Afrique et d’Asie (22%) qui sont devenus pour la plupart des Canadiens aprèsleurs études doctorales. Ils comptent aussi 20% d’auteurs européens, de France,Belgique et Suisse, voire du Portugal, en plus de 8% d’Américains, dont des som-mités comme Brennan, Ross et Roll.

Tel que voulu au départ, Finéco a rendu accessibles à ses lecteurs, francophones etfrancophiles, des connaissances avancées en finance, économie et comptabilité(NB: Fin-é-co). Que le texte accepté fut soumis en français (78% des fois) ou enanglais (22%), il paraissait en français toujours, avec résumé anglais, très élaboréjusqu’au volume 9, mais plus court depuis. Par ailleurs, la revue a accueilli, avecun biais favorable, les manuscrits issus de thèses de doctorat (au moins 40 articlessur 107), puisque leur caractère doctoral équivaut d’ordinaire à un sceau de qualité.Grâce à ses arbitres rémunérés à la pièce (75$ et même 125$ récemment), Finéco

GUY CHAREST

108 FINÉCO, volume 15, année 2005

a rejeté un manuscrit sur deux en moyenne. Bien sûr, un taux de rejet de 50% n’arien d’enviable pour qui se pâme devant les taux (avoisinant 95%) des meilleuresrevues américaines... dont il nous apparaît cependant que leurs vertus n’englobentni la concision, ni la lisibilité.

b. Vertus pratiquées. Or, la revue Finéco se veut depuis longtemps lisible, con-cise, voire élégante, et même si elle pratique ces vertus avec un inégal bonheur, elleprocède avec ferme résolution et un sans-gêne frisant la rudesse. Jugez-en.D’abord, elle exige des auteurs retenus qu’ils répondent aux conditions posées pourrendre leur texte plus publiable, plus utile aux lecteurs. En général ils n’y arriventpas, malgré de louables efforts. La revue intervient alors, sans retenue, pour enenrichir le fond et bonifier la forme. Parfois, elle pousse très loin la réécriture, là oùles auteurs, au vocabulaire étriqué, peinent en vain, ou se méprennent irrévocable-ment, devant le surcroît de qualité qu’on leur demande. (Une cure? Lire plein deromans, parbleu!) D’où cette aide créative imposée aux auteurs... dont nul nes’insurge, du moins si l’on se fie à la profusion des marques d’appréciation reçues.Sachons-le, l’on ne ménage aucun effort chez Finéco afin de produire des textesaussi clairs, concis et élégants que possible. Cela va de soi, car on y vise la satisfac-tion du lecteur et l’utilité pédagogique, serait-ce aux dépens de l’orgueilcompréhensible, mais secondaire, des auteurs. Voilà pourquoi la revue s’utiliseavec une plaisante efficacité dans les Facultés francophones de gestion, comme lesoussigné a pu l’éprouver, à répétition, depuis 15 ans, auprès de milliers d’étudiantsà Québec, Montréal, Sherbrooke, Fribourg, etc.

c. Des bons coups, parmi d’autres. Finéco ne manque pas de bons coups à sonactif. Par exemple, elle a publié trois volumes spécialisés, le 5e avec 12 articles surla régie des firmes, le 8e avec 8 articles sur l’évaluation multicritère et le 10e avec5 articles sur le contrôle de gestion stratégique. Elle possède un site électronique oùles volumes s’accumulent depuis le 7e. Parce que le français demeure plutôt 19e

siècle dans son vocabulaire, la revue a inventé de nombreux néologismes scienti-fiques et financiers. Mis en contexte, la plupart vont de soi. Certains se répandentdéjà à l’Université, du moins au Québec, comme, par exemple, hétérovariance,valopondération, portefeuilliste et risqueur. Il est d’ailleurs prévu d’en proposerl’honorable liste aux éditeurs Larousse et Robert.

Ajoutons que Finéco n’a jamais connu l’endettement. Pour l’essentiel, elle asu s’autofinancer sur 15 ans, à hauteur estimative d’au moins 225 000$. L’explica-tion est triple: la philanthropie, directe ou indirecte, de sa direction, jointe tant auxrevenus tirés des abonnés et auteurs qu’aux dons totalisant environ 40 000 $ desource facultaire. N’oublions pas diverses économies inhérentes à la collaborationcomptable et postale de l’Université Laval. Indéniablement jusqu’ici, cette quasi-



indépendance financière fut précieuse, du fait, entre autres, d’innombrables heuresépargnées en racolage périodique auprès d’organismes subventionnaires.

Mentionnons un bon coup plutôt inattendu: hormis les bibliothèques, aucunecatégorie ne s’est réabonnée avec autant de fidélité que les abonnés anglophones deFinéco (environ 10%). Y a-t-il un lien avec l’absence d’une revue anglo-cana-dienne de même type? Ou avec les résumés anglais, sinon la qualité générale deFinéco? Bien malin qui peut trancher.

d. La science en français, ça marche. Ce qui précède indique bien ceci: une revuescientifique de langue française, qui possède des atouts incontestables, peut oeu-vrer efficacement, même en Amérique, même en cette ère de turbulentemondialisation où le colonialisme multiforme, exercé via l’anglais, progresse versson apogée. Faut-il vraiment s’en étonner? Bien sûr que non puisqu’il s’agit avanttout d’originalité et de dévouement sciemment orienté, donc de travail ardu en vuede combler les besoins réels d’un milieu bien défini, dans sa langue. Pour mieuxsaisir, imaginons l’initiative contraire amenant des francophones à créer une revueanglaise de plus dans une mer, toujours plus vaste de revues anglaises. La revuemanquera assurément d’originalité, donc de probabilité de se distinguer. S’adresserpar ailleurs en anglais à un lectorat diffus qu’on perçoit donc mal, parce que tropéloigné des besoins de son propre milieu, risque fort d’embrouiller la ou les ciblesvisées, pédagogiques ou autres. D’où l’utilité réduite, à tout le moins probable, dela revue anglaise envisagée. Etc. La morale: le rêve mondialiste, au fond américain,ayant ses limites, travaillons d’abord avec efficacité pour notre proche milieu.D’ailleurs, rien n’empêche un chercheur francophone de viser à une haute recon-naissance de ses pairs en tentant de publier dans les meilleures revues américaines,puis après son insuccès très probable (par manque d’accointances?), de “débouler”jusqu’au niveau d’une revue au moins passable. Et pourtant, il se produit des chosesbizarres au Canada. À preuve, il a été crucial pour des dizaines de jeunes universi-taires, dont autour d’un tiers d’anglophones, de faire valoir leur article paru enfrançais dans Finéco aux fins de leur promotion en général et de leur agrégation enparticulier. Comment diable l’expliquer? Au-delà de la satisfaction du critèred’arbitrage des articles (le mot lecture est trop mièvre), la réponse se trouve dansleur contenu soigné au bénéfice des lecteurs, soit un résultat obtenu via le férocetravail d’édition déjà évoqué. Une illustration s’impose.

e. Finéco: un contenu ciblé et soigné. Illustrons bien les choses via le menu à 4plats servi dans le présent volume 15 de Finéco. Y sont ciblés les professeurs et étu-diants de langue française dans les cours universitaires, des trois niveaux, enfinance, économie et comptabilité.

GUY CHAREST


Le premier article, commis par deux sommités américaines (Roll et Talbott),en dit long en français sur la disparité du revenu dans le monde: en moyenne, ellebaisse lentement mais elle s’élargit dans certains pays comme la Chine et l’Angle-terre. On y suggère d’aborder le problème sous l’angle positif du montant, plutôtque du pourcentage, de l’assiette nationale allant aux diverses couches sociales. Ony cerne, par une analyse experte, ses facteurs explicatifs, dont certains risquent dedégonfler divers acquis du discours des économistes bon teint. Le texte est acces-sible, élégant partout. Tout lecteur intelligent ne peut qu’en profiter.

Passons à Savaria qui, d’une part, dresse un bilan magistral des écrits sur larivalité observée entre fonds de placement. D’autre part, il modélise cette rivalitéafin d’analyser ses effets sur l’aptitude du portefeuilliste à conserver son rang. Iltrouve, notamment, que le perdant initial, en risquant plus pour se rattraper, subitun jeu défavorable des probabilités et tend à rester perdant, du moins à court terme.De tels résultats justifient le réflexe naturel de l’investisseur l’amenant à remanierson portefeuille en faveur des fonds gagnants qui émergent. L’étude s’inscrit dansun filon de recherche aussi grouillant que vaste à cause de ses enjeux vitaux pourle monde du placement géant. Ces enjeux, Savaria les vit presque puisqu’il dirigela recherche à la gigantesque Caisse de dépôt et placement du Québec.

Dans le troisième article, Gargouri et Dai ajoutent à la rare recherche au Ca-nada sur l’information inhérente aux crédits bancaires, celle qu’ils estiment à partirdes réactions boursières aux annonces en cause depuis 1988. Leurs résultatsindiquent bien que ces annonces renferment en général de l’information positivesignificative, mais plutôt déclinante avec l’abandon graduel, autour de 1993, del’obligation faite aux banques de maintenir des dépôts stériles en Banque centrale.Les auteurs en profitent pour traiter des annonces hybrides à double composante,bancaire et non bancaire. Il s’agit d’une initiative aussi unique que courageuse, carles chercheurs s’en tiennent toujours aux annonces pures. Et même si Gargouri etDai mènent l’enquête sur une base exploratoire, leurs résultats nous convainquent(en p. 73) “que la composante non bancaire, au mieux n’atténue pas, au pire dilue,la teneur positive de l’information bancaire.” L’hypothèse intuitive d’additivité del’information ne tiendrait donc pas. Attirons ici l’attention sur la revue des écrits,claire et élégante, des auteurs.

Finalement, Adjaoud, Chkir et Rahman ont éprouvé, pour peut-être lapremière fois au Canada, la force du lien statistique possible entre dividende cou-rant et bénéfice tant synchrone que subséquent des firmes. À partir deschangements annuels observés, ils montrent que l’image classique du manageurprudent semble tenir au Canada: il ne majore le dividende que par une fractionmodeste de la croissance affirmée du bénéfice. En prenant de louables précautions,



ils découvrent un lien significatif clair entre ces dividendes en hausse ou baisse etles variations subséquentes, sur deux ans, du bénéfice, l’hypothèse du dividendeinformatif s’en trouvant confortée. Qui plus est, leur revue des écrits révèle que,depuis 1980 d’une part, la recherche sur le dividende au Canada s’est surtout faiteen français par de jeunes universitaires. D’autre part, elle fut publiée certes en an-glais, mais tout autant en français depuis 1991, grâce à Finéco. Le hasard a doncvoulu qu’une preuve peu contestable, et bien douce de l’utilité de la revue Finécosoit comprise dans le dernier article agréé par sa Direction sortante. Et vlan pour lessceptiques! Et point final au bilan.

f. Rendons à César... Avant de quitter la Direction de Finéco, il s’impose que jeremercie vivement mes directeurs-adjoints, passés et présents, de leurs apportsdiversifiés. Parmi ceux des premières années, je nomme volontiers Jean-MarieGagnon, Charles Carrier et Jean-Claude Cosset, et pareillement pour mes adjointsactuels, Van Son Lai, Jacques Saint-Pierre, Fodil Adjaoud et Komlan Sézdro. Monappréciation s’étend aux nombreux Canadiens, Américains et Européens com-posant notre distingué Comité d’appui. Également à nos conseillers en place, Jean-Marie Gagnon et Nabil Khoury, de la Société Royale du Canada. Notons qu’ils setrouvaient présents à la naissance de Finéco, le premier comme cofondateur, l’autrecomme l’historique signataire du premier chèque d’abonné. Depuis quelquesannées, j’apprécie l’assistance tant soutenue de Mme Inès Gargouri que ponctuellede Mme Fatou Dramé, mais je n’oublie pas mes nombreux assistants du passé, dontles grands coresponsables des trois volumes spécialisés à notre actif: Jean-MarieGagnon (encore lui!) et Josée St-Pierre (#5); Jean-Marc Martel et ConstantinZopounidis (#8); Maurice Gosselin (#10). Depuis toujours la Direction de Finécomesure sa chance d’avoir pu confier son informatisation à une collaboratrice aussiindéfectible que stupéfiante d’efficacité, Mme Céline Pouliot. Son mérite nousremplit de gratitude.

Là-dessus, que mes salutations cordiales tous azimuts atteignent toute per-sonne liée à l’aventure Finéco sur papier, lectorat compris. Et que la promesse,amplement réitérée par sa Faculté d’accueil, d’une nouvelle vocation purementélectronique pour Finéco se réalise bientôt, avec, comme cible toujours, les besoinsbien définis de ses lecteurs potentiels. N’est-ce pas la recette du succès?

Pour la direction sortante de Finéco.

Guy Charest

GUY CHAREST


POST-SCRIPTUM BY FINECO’S OUTGOING EDITOR

As I leave my post at Finéco, may I salute here and thank very sincerelyour English-speaking friends. Since the early nineties, you have been remark-ably faithful either as Support Board members or subscribers, not to mentionthe numerous authors who agreed that their fruitfully refereed, and revised,texts be freely adapted in French. The whole experience has been inordinatelyrewarding for our outgoing Finéco team, as explicited above in French. Ourhome Faculté at Université Laval is considering a new, electronical-only, sta-tus for Finéco. The decision, we are told, should come in a future not toodistant.

Given the meager experience amassed by the few academic electronicaljournals that exist, one can understand that a decisive denouement in Finéco’scase lies many months ahead. Meanwhile, and thus, Finéco’s future hangs insuspense... awaiting a saving, audacious, impulse.

The best to you all.

Guy Charest

Outgoing Editor, Finéco

directeur/ - université laval

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