COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER

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1 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER Bouchra M Zali, Guy Charest, Marie-France Turcotte, Jean-Pierre Gueyié et Kais Bouslah (Université du Québec à Montréal) 1 Résumé. Les auteurs rappellent divers écrits sur le lien entre performance financière et performance sociale. Ils examinent le sort boursier des firmes en période de cote ou décote sociale centrée sur les annonces de leur entrée dans le Domini 400 Social Index (DSI 400), ou de leur expulsion, durant la période Trois résultats ressortent. La correction boursière anormale dans les trois années antérieures aux annonces s avère significative et conforme à la théorie du surcroît qui conditionne le degré d initiative sociale à un enrichissement préalable. La correction à proximité de l annonce est de signe attendu mais indistincte de zéro. D où l indication que la firme cotée ou décotée socialement ne gagne ni ne perd gros à ce moment-là. L évolution dans les années subséquentes ne révèle pas d inefficience marquée. Au total, l impression se dégage que le marché boursier ne sursaute pas devant le progrès ou recul social des firmes, du moins tel qu il se manifeste via la composition changeante du DSI 400. I. INTRODUCTION Nous voulons d abord donner un aperçu des écrits reliant la politique sociale des firmes à leur performance financière. Il nous importe ensuite d en illustrer le lien possible en caractérisant la fortune boursière de celles qui, durant la période , sont devenues cotées socialement via leur entrée dans le Domini 400 Social Index, dit DSI 400, maintenu par KLD Research & Analytics, Inc., ou décotées via leur expulsion pour manquement aux normes sociales. 1 Les professeurs M Zali et Gueyié se rattachent au Département de Finance au sein de l École des Sciences de la Gestion (ESG) de l UQAM. On les joint via et La professeure Turcotte oeuvre au sein du Département de Stratégie, Responsabilité sociale et environnementale de l ESG. On la joint via M. Charest dirige et édite la revue Finéco de l Université Laval et professe à mi-temps à l UQAM M. Bouslah est doctorant en finance à l UQAM N.B.: La sortie retardée du volume 14 (2004) a permis d y inclure le présent article finalisé en FINÉCO, volume 14, année

2 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH Nos préoccupations se justifient à plusieurs titres. D une part, depuis quelques décennies en Amérique, comme en Europe, les grandes firmes font d ordinaire largement écho dans leur rapport annuel, voire à la télévision, à leurs multiples initiatives visant à les qualifier comme honorables citoyens corporatifs et acteurs de développement durable, de telles initiatives étant souvent encouragées par l État. À preuve, l Union Européenne s engageait dès 2001, par un Livre vert, à promouvoir la responsabilité sociale des firmes qu elle définit par leur intégration volontaire (...) de préoccupations sociales et environnementales à leurs activités commerciales et leurs relations avec leurs parties prenantes 2. D autre part, il est devenu courant d ajouter une dimension sociale à l évaluation des firmes et portefeuilles (Waddock et Graves, 1997; Bollen, 2007; Bansal et al., 2008). La vision de ces entités, d abord axée sur le couple manageur-actionnaire, s est élargie à tous les intéressés, ou parties prenantes, sous l influence d un climat social 3, et par osmose, d une culture d entreprise moins égoïste, plus altruiste. Ce climat se traduit aussi par une problématique plus enveloppante, plus morale, des relations entre toutes les parties prenantes de l organisation. Il se reflète également dans la propension, déjà notée, des firmes à émailler leur discours médiatique de considérations sociales. Jones et al. (2007) couvrent le spectre complet des cultures d entreprise allant d égoïsme manageurial primaire à altruisme poussé, avec ce qu elles recèlent de conflits entre parties prenantes. Nous justifions aussi notre apport par son unicité. Certes, McWilliams et Siegel (2000) incorporent l appartenance possible (=1 ou 0) au DSI 400 comme variable de contrôle dans leur explication du bénéfice comptable. Mais, que nous sachions, aucun article publié ne ressemble au nôtre. Toutefois, il y a parenté avec un document inédit à deux versions de Doh et al. (2007?; 2008?). Ceux-ci étudient la signification des entrées et sorties d un indice social concurrent, le Calvert Social Index. Ils concluent que le marché réagit significativement aux changements indiciaires et que l action sociale améliore la situation financière de la firme, soit des conclusions plus fortes que les nôtres. Par ailleurs, nous couvrons plus d années ( ) et la fenêtre de ± 3 ans que nous ouvrons autour des cotes ou décotes sociales donne l avantage, peu banal, de pouvoir typer l évolution boursière distante du phénomène, en amont comme en aval. 2 Voir europa.eu/scadplus/leg/fr/lvb/n26034.htm. 3 Ce climat social ne peut que découler en partie de l interaction entre les manageurs des firmes et les promoteurs universitaires de la responsabilité sociale. Au Canada, l Ivey School of Business de l Université Western Ontario se démarque comme grand promoteur du sujet. En attestent depuis 2003 quelque 20 articles dans son Ivey Business Journal, y compris deux plaidoyers récents de sa doyenne Stephenson (2008a, 2008b). 60 FINÉCO, volume 14, année 2004

3 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER Par ailleurs, les études sur la composition changeante d indices financiers connus ne cessent d abonder depuis des décennies. Par exemple, Jain (1987) et, plus récemment, Cai (2007) et Platiknova (2008), s intéressent à la valeur informative des ajouts au S&P 500 tandis que Masse et al. (2000) examinent l évolution boursière autour des changements (ajouts et retraits) à l ex-indice canadien TSE 300. Pour illustrer l abondance des études sur les ajouts ou retraits indiciaires boursiers, il suffit de voir la liste récente que le Financial Analysts Journal donne des articles où Jain (1987) est cité. Parmi la vingtaine d articles, huit, y compris Cai (2007), concernent pour l essentiel les réactions boursières aux changements dans le S&P 500. Existent également des lignées d études, plus ambitieuses, de même inspiration et aux résultats plus ou moins convergents qui intègrent, via régressions, des scores de performance sociale à diverses variables explicatives de la performance financière des firmes. Une telle lignée typique remonte à Ullmann (1985), avec sa construction innovatrice d un indice de performance sociale qu il relie à la performance financière des firmes. La piste est ouverte. Elle mène aux apports, toujours plus éclairants, de Waddock et Graves (1997), McWilliams et Siegel (2000), Mackey et al. (2007), Siegel et Vitaliano (2007) et Hull et Rothenberg (2008). En effet, ces auteurs s appuient sur des indices sociaux obtenus en pondérant des scores, tels ceux de KLD, pour divers attributs ou actions socialement bénéfiques, scores dont ils soulignent la valeur scientifique. Selon leurs résultats plutôt complémentaires, le lien financier-social se révèle neutre, au pire. Il devient positif dès qu il s agit de firmes peu innovantes (faibles en R&D) issues d industries réputées plus homogènes. À défaut d innover, les initiatives sociales leur permettraient de se différencier avec profit, l explication classique voulant qu elles échappent ainsi à l effet niveleur d une stricte compétition par les prix. Mentionnons que cette différenciation profitable n entre pas dans certaines explications plus classiques, moins behavioristes, du passage au vert des firmes. Par exemple, les économistes Heinkel et al. (2001) soutiennent, via un modèle d équilibre, qu avec le poids croissant du placement éthique sur le marché, l actionnariat se concentre, et le partage du risque se resserre, pour la firme fautive, polluante ou autre. En résulterait un surcoût du capital qui, s il dépasse le coût de réforme pour la firme, la ferait passer au vert. Les auteurs estiment toutefois qu il faudrait doubler le poids du placement éthique sur le marché (à 20% contre à peine 10% au tournant du siècle) pour que la réforme des firmes s enclenche vraiment. Quoi qu il en soit, il semble que le coût des initiatives sociales soit en moyenne compensé par divers effets positifs de sorte que la viabilité de la firme n en serait pas compromise et les actionnaires pas appauvris. Dans une société dévelop- FINÉCO, volume 14, année

4 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH pée, avertie et exigeante qui scrute la grande firme à la loupe et l incite fermement à répondre aux attentes sociales les plus diverses, la politique d enrichir au maximum une seule partie prenante, l actionnaire, devient sensément intenable. Elle relève davantage d une utopie capitaliste utile en tant que référence, tout comme l utopie d une efficience boursière totale sert à relativiser les inefficiences observées. Les attentes du milieu sont que la firme, en état de le faire, s investit socialement tout en visant à atteindre sa pleine valeur potentielle. Dans cette problématique du lien financier-social, deux questions s imposent. Elles émanent de deux théories, celle des intéressés et celle du surcroît, respectivement, à savoir: (1) la firme se pénalise-t-elle en ne forgeant pas des liens plus larges avec son milieu, au sens d englober plus d intéressés, donc de parties prenantes, dans son équation de gestion? et (2) la firme restreint-elle son investissement social à ses périodes durables de surcroît de rendement? Le simple bon sens veut qu une firme menacée à court terme dans sa viabilité rogne sur ses initiatives sociales. Mais pour la majorité des grandes firmes reconnues en santé, ne voudront-elles pas adopter une politique d engagement social stable... comme le reflète d ailleurs leur rapport annuel typique avec sa longue liste d honorables initiatives sociales? Devant de telles questions, les empiristes cherchent des réponses en visant d ordinaire à établir si la variable sociale choisie ajoute à l explication du rendement, boursier ou comptable, de la firme. Pour notre part, nous nous bornons à mesurer et à interpréter l évolution boursière de la firme qui devient soit cotée, donc en quelque sorte endossée socialement, de par l annonce de son entrée dans le DSI 400, soit décotée ou désavouée, de par son expulsion indiciaire pour manquement aux normes sociales. Et cela sur la période avec double fenêtre, l une étroite, l autre large, autour des annonces concernées. Il s agit pour nous à la fois d un prétexte de vulgarisation sur le lien financier-social et d un exercice exploratoire en matière d échos boursiers à l initiative sociale des firmes. Ci-dessous, nous revoyons d abord d autres écrits pertinents (section II) avant de préciser nos attentes théoriques (III) et de décrire nos données (IV). Puis, nous expliquons notre méthodologie en préambule à la présentation de nos résultats (V), pour ensuite conclure (VI). II. REVUE DES ÉCRITS Pour l essentiel, les écrits empiriques sur le lien financier-social révèlent qu il serait surtout positif, mais les résultats contradictoires ne manquent pas. Par exemple, le lien serait positif pour au moins une partie des firmes selon Preston et 62 FINÉCO, volume 14, année 2004

5 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER O Bannon (1997), Waddock et Graves (1997) et Hull et Rothenberg (2008) mais neutre selon Teoh et al. (1999) et McWilliams et Siegel (2000), voire négatif d après Wright et Ferris (1997). Or, le domaine a suscité une multitude d écrits, ce qui n étonne pas vu qu ils répondent à un vaste questionnement passionné ayant cours depuis des décennies: la firme a-t-elle le coeur plus large que celui de ses actionnaires, et, le cas échéant, est-ce rentable pour elle? Devant la multitude d écrits bien inégaux en qualité, il devient impératif de cerner le sens général des résultats. Heureusement, diverses revues des écrits sont déjà disponibles qu Orlitsky et al. (2003) classent comme suit: (1) revues narratives où l on résume une succession de résultats, comme le font Pava et Krausz (1996); (2) revues à base de fréquences cumulées où l on tabule les résultats significatifs ou neutres, comme Griffin et Mahon (1997) et Roman et al. (1999); (3) revues méta-analytiques où l intégration des recherches procède d une analyse statistique, comme chez Frooman (1997), Orlitsky et Benjamin (2001) et Orlitsky et al. (2003). Critiquables ou pas, les fréquences cumulées par Roman et al. nous semblent probantes: le lien financier-social trouvé par les chercheurs s avère en bonne majorité positif (33) plutôt qu indistinct (14) ou négatif (5). Bien sûr, ce désaccord relatif résulte en partie des disparités dans les concepts et méthodes chez les chercheurs. Griffin et Mahon (1997) y voient le jeu de trois facteurs: la diversité dans l appartenance industrielle ainsi que dans les deux mesures de performance, la financière et la sociale. Élaborons. D abord, bien des études sont faites en coupe à partir de firmes aux appartenances diverses. Or, forcément, les enjeux évoluent et diffèrent d une industrie à l autre, tout comme ses parties prenantes et leur degré d activisme (Carroll, 1999). Vu la diversité d appartenance des firmes que nous retenons, nous compensons en égalant le rendement normal de chacune à celui d une firme semblable de même industrie. Ensuite, la diversité des mesures de performance financière pose problème. La mesure comptable témoigne du sort récent de la firme, mais elle se prête au maquillage (McGuire et al. 1988), tandis que la boursière dépend d un marché qui actualiserait son avenir selon une perception, objective en principe, de ses rentrées nettes attendues. Certains néanmoins, dont Griffin et Mahon, préfèrent la mesure comptable car, selon eux, la boursière engloberait plus que la performance financière. Pour notre part, le choix ne se pose pas puisque nous nous restreignons à interpréter l évolution boursière entourant les changements dans le DSI 400. Enfin, Griffin et Mahon (p. 14) soulignent la diversité problématique des mesures de performance sociale. L une peut être uniquement perceptuelle, comme l est la réputation selon Fortune, l autre indiciaire hybride du genre KLD, ou pure- FINÉCO, volume 14, année

6 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH ment numérique de pollution (selon la loi) 4, quand ce n est pas une mesure de philanthropie fournie par The Chronicle of Philanthropy. Tout récemment (novembre 2008), Cortol Consors, sous contrôle de BNP-Paribas, lançait sa notation verte (de 1 = pire à 5) de 330 fonds d actions européennes selon que les firmes sousjacentes émettent plus ou moins de carbone (www.cortolconsors.fr). Dans notre étude, la performance sociale se mesure par des changements, en mode binaire (entrées/expulsions), du DSI 400, comme l exige l angle choisi pour étudier le lien financier-social. Notons qu Orlitsky et al. (2003) critiquent les revues à base de fréquences cumulées. Leur méta-analyse de 52 études indique que le lien financier-social serait positif, avec des distinguos, comme: le lien se révèle plus fort avec la mesure comptable de performance financière, et pareillement, si un indice de réputation mesure la performance sociale. De leur côté, Orlitsky et Benjamin (2000) estiment, d après leur méta-analyse de 18 études, qu il y a un lien négatif, à double sens causal, entre le risque de la firme et sa performance sociale, le lien étant plus fort si leurs mesures respectives sont à base de marché et de réputation. Quant à la métaanalyse de 27 études de Frooman (1997), elle révèle que le marché réagit fort négativement aux initiatives socialement irresponsables de la firme et en pénalise donc les actionnaires. N oublions pas ici la longue lignée, décrite en introduction, de chercheurs de même inspiration et aux résultats plutôt complémentaires, qui va d Ullmann (1985) à Hull et Rothenberg (2008). Selon eux, la variable de performance sociale, sous forme indiciaire et avec prise en compte de variables classiques, s avère significative dans l explication de la performance financière d au moins une partie des firmes, celles qui étant moins innovantes aspirent néanmoins à se démarquer via des initiatives sociales. Pour leur part, Stanwick et Stanwick (1998) se particularisent en reliant, via régression, la réputation sociale des firmes (d après Fortune) au niveau de pollution qu elles déclarent à l Environmental Protection Agency, tout en contrôlant pour leur taille (en ventes) et leur bénéfice relatif aux ventes. Or, ils trouvent que la pollution déprime significativement la réputation, alors que les effets de taille et de bénéfice s avèrent aussi significatifs. Preston et O Bannon (1997) obtiennent des résultats apparentés. Leur analyse de corrélations où entrent trois cotes de répu- 4 Depuis 1987, la loi U.S. dicte à la firme qui use de produits chimiques en quantité de chiffrer (en fait d estimer de bonne foi) sa pollution via son TRI (Toxics Release Inventory). L environmental Protection Agency diffuse l information sur son site (www.epa.gov/triexplorer). 64 FINÉCO, volume 14, année 2004

7 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER tation selon Fortune et trois variantes de rendement financier (sur actif, actions et investissement), révèle un lien financier-social tant positif que significatif. Quant à Jones et Murrell (2001), ils observent qu une première inscription au tableau des firmes les plus attentives aux familles ( Most Family-Friendly Companies ) du Working Mother Magazine coïncide avec un rendement boursier anormal positif. Pour ce qui est de comparer les rendements des indices sociaux et boursiers classiques, Luck et Pilotte (1992) constatent que le DSI 400 surpasse le S&P 500 durant les 29 mois de la période mai 90-septembre 92 (par 2,33% sur base annuelle ou 0,19% par mois en moyenne), la même prime ayant été constatée par Kurtz et DiBartolomeo (1996) pour la même période allongée de 12 mois. En plus longue période toutefois ( ), Statman (2000) constate des performances indistinctes entre les indices DSI 400, S&P 500 et CRSP valopondéré. Sauer (1997) abonde dans le même sens. Et semblablement pour Guerard dans sa comparaison des rendements de 1300 actions classiques et 950 actions propres de la période Au grand total, les innombrables études empiriques menées depuis les années 80 sur le lien financier-social révèlent, d une part, qu il existe bel et bien et qu on le trouve presque toujours positif, quoique atténué dès que certaines variables, comme l innovation, sont prises en compte. D autre part, les études concernent en général les grosses firmes cotées en bourses américaines, soit celles qui s avèrent plus riches et surveillées, sinon contraintes de tous bords. Pensons à la pression règlementaire et celle, grandissante d un public averti, secondé par les organismes activistes permanents, comme Greenpeace. Il faut aussi constater la résolution apparente d une majorité de dirigeants de faire évoluer leur firme selon la conscience sociale du milieu d accueil. En témoigne l importance typique accordée ces années-ci dans leur rapport annuel à leurs initiatives sociales. Indéniablement, de forts montants soutiennent une panoplie d initiatives sociales chez la grande firme, du moins en période de prospérité durable. Celle-ci conditionnerait donc l initiative sociale selon diverses théories abordées à la section III. Stiglitz (2006, p. 264) écrivait que dans une économie efficace, les firmes doivent impérativement prendre en compte l impact de leurs actes sur leurs salariés, sur l environnement et sur les collectivités où elles opèrent. Nous sommes d avis qu elles n y échappent plus, du moins en période de prospérité et si elles oeuvrent en milieux policés et vigilants. III. NOS ATTENTES THÉORIQUES Il s agit ci-dessous de préciser les attentes théoriques quant à nos tests. Ces attentes découlent surtout de deux théories dominantes: la théorie des intéressés et la théorie du surcroît. Les deux prévoient un lien positif entre la performance finan- FINÉCO, volume 14, année

8 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH cière de la firme et sa performance sociale. La première prône qu une gestion englobante de tous les intéressés rend la firme plus rentable avec le temps, la causalité voulant donc que l action sociale précède une meilleure performance financière. La seconde se fonde sur l intuition qu une politique plus sociale dans la firme ne peut s instaurer qu après un surcroît durable de rendement, le sens causal voulant qu un enrichissement précède l action sociale. En quelque sorte, le lien est à deux temps, mais le décalage s inverse d une théorie à l autre. McGuire et al. (1988) et Waddock et Graves (1997) ont beaucoup apporté à ces théories. Mentionnons que de rares auteurs soutiennent un lien financier-social négatif. Par exemple, Aupperle et al. (1985) et Ullmann (1985) ont suggéré que la firme pratique un arbitrage: si elle se veut plus sociale, elle accepte un rendement moindre. Ils estiment donc que l engagement social ajoute plus aux coûts de la firme qu il n offre de retour, en plus de limiter ses options par rapport aux firmes désengagées, la plaçant ainsi en désavantage compétitif. Initier la dépollution, par exemple, lorsque ses concurrents n en font pas autant devient un fardeau relatif pour l initiatrice. Le lien financier-social négatif se retrouve, implicitement et avec provocation, dans l avancé célèbre de Friedman (1970): la responsabilité sociale en affaires, c est d accroître le profit. Le sous-entendu est qu en diminuant le profit l initiative sociale compromet la viabilité de la firme et la création de richesse. Quant à McWilliams et Siegel (2001), ils modélisent un contexte où le lien financier-social serait neutre à l équilibre, l initiative sociale y étant traitée comme tout investissement classique voué à enrichir les actionnaires au maximum. En nous en tenant aux théories dominantes, tirons-en des attentes pour les fins de notre étude reliant les firmes entrantes ou expulsées d un indice social à leur évolution boursière. Partons d une évidence: l indice institutionnalisé, qu il soit boursier, social ou autre, renseigne le public sur l état des firmes le composant. À ce titre, s agissant du DSI 400, l accession ou expulsion indiciaire confirmerait un endossement ou désaveu visant l action sociale de la firme et la réputation s y rattachant. Si une telle confirmation n a rien de dramatique, elle constitue néanmoins une pression institutionnelle s ajoutant à celles de tous les autres intéressés à la firme dont les manageurs doivent résoudre les conflits. Les actionnaires, obligataires, fournisseurs, employés et clients sont intéressés de près à la firme, de par des contrats explicites. Les intéressés périphériques comme les institutions étatiques, les communautés d accueil, les groupes de pressions, etc. sont liés par un contrat implicite dont les contraintes (et les surcoûts inattendus a priori) ne surgissent qu en cas de dérapage social de la firme. En évitant le dérapage social, la firme évite des surcoûts et solidifie sa performance financière (Waddock et Graves, 1997; McGuire et al., 1998). À noter qu une confirmation ne confine pas à la surprise. Le marché boursier est dans l attente. Sa réaction ne saurait être forte. Les prédictions 66 FINÉCO, volume 14, année 2004

9 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER théoriques vont surtout porter sur l évolution d avant et d après les énénements. Nous y reviendrons. Toujours selon la théorie des intéressés, les coûts d une meilleure action sociale sont faibles et les avantages potentiels importants. Par exemple, il en coûte peu d instaurer de meilleures relations avec les employés par rapport à l effet bénéfique sur leur moral et leur productivité, d où l avantage concurrentiel sur la firme moins soucieuse à ce sujet. Plus de sensibilité sociale signifie gestion plus habile, ce qui va faire abaisser les coûts, bonifier le rendement et réduire le risque. Selon la vision plus intuitive et virtuelle de M Zali et Turcotte (1997), l initiative sociale fait se résorber la dette latente créée par l irresponsabilité sociale, d où une valeur nette accrue pour la firme et moins de risque financier. En bref, la théorie ici veut que le lien financier-social soit positif mais que la performance sociale précède la performance financière. Pour peu alors que l entrée dans l indice DSI 400 soit un endossement tardif d une action sociale déjà bien reconnue, la réaction boursière dans les années qui suivent ne saurait être anormalement positive. Pareillement, l expulsion indiciaire, si elle confirme un manquement aux normes sociales déjà bien avéré, ne saurait augurer d années de performance boursière anormalement négatives. C est dans les années avant l entrée ou l expulsion indiciaire que le marché a dû s ajuster dans le sens des effets positifs ou négatifs liés aux changements de pratiques sociales des firmes. Quant à la théorie du surcroît, elle veut aussi que le lien financier-social soit positif mais alors la performance financière précède la sociale. En effet, le simple bon sens nous fait penser que la firme doit d abord s assurer d avoir les moyens financiers de bonifier son action sociale à l interne comme à l externe. La meilleure performance sociale vient donc de l aptitude de la firme à dégager un surcroît de rendement (Waddock et Graves, 1997). Cette théorie rejoint aussi l intuition naturelle associant philanthropie et bonnes oeuvres. Elle prédit que dans les années précédant l entrée ou l expulsion indiciaire sociale, les firmes visées auront connu en moyenne un rendement boursier anormal positif, ou négatif, respectivement. Comme l événement s avère à nos yeux une confirmation tardive d un état de fait, la réaction boursière subséquente ne devrait avoir rien de particulièrement anormal. Finalement, malgré que les deux théories prédisent chacun un lien financier-social positif mais en sens inverse dans le temps, tout se passerait avant l événement indiciaire étudié. D où la nécessité pour nous d examiner de près l évolution boursière antérieure à l événement et de voir si elle s accorde aux attentes issues des théories de référence. Au surplus, l évolution boursière rapprochée ou distante de l événement indiciaire en cause présente un intérêt en soi. FINÉCO, volume 14, année

10 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH Finalement, parmi les attentes explicitées ci-dessus, les principales à nos yeux sont les suivantes: (1) la réaction du marché aux entrées et expulsions d indices sociaux, comme le DSI 400, devrait se ramener à un effet de confirmation puisque l évolution antérieure de la performance sociale des firmes ne constitue pas une information privilégiée; (2) si la théorie du surcroît tient davantage que la théorie des intéressés, alors l on devrait observer une surperformance financière des firmes bien avant l endossement social que constitue l addition au DSI 400; et (3) l hypothèse d efficience veut que le rendement boursier anormal postérieur aux changements indiciaires étudiés soit indistinct de zéro. Pour peu que l on réfléchisse à la problématique en cause, ces attentes vont plutôt de soi. Nous verrons plus loin qu elles sont peu contredites par nos résultats. IV. DONNÉES Nos données sociales sont tirées du fichier de KLD Research & Analytics, Inc., cette maison-conseil qui, depuis sa fondation en 1988 par les chercheurs Kinder, Lydenberg et Domini, procure assistance aux investisseurs soucieux d intégrer le social, l environnemental et les principes de régie dans leurs stratégies. L aîné de ses nombreux indices sociaux, le DSI 400, a été maintenu depuis son lancement en 1990 avec toute l histoire de sa composition changeante. Il s agit d un indice valopondéré 5 de 400 actions émises en majorité par de grandes firmes cotées en bourse US (NYSE, ASE, Nasdaq). Il se veut une référence, de type S&P 500, pour le placement éthique. Un fonds commun (le Domini Social Equity Fund) a permis, depuis 1991, de calquer passivement son rendement jusqu à sa conversion à la gestion active en novembre KLD n a cessé d ajouter des indices plutôt particuliers, dont le Catholic Value Index, chacun avec son fonds jumeau. À la mi-2008, le total placé via les fonds KLD dépasserait les 10 milliards de dollars. En bref, la pionnière KLD semble savoir comment dominer ses semblables, comme le Calvert Group, en faisant du sur mesure pour combler les besoins changeants en conseils, indices et fonds communs des sous-groupes d investisseurs dits éthiques. En annexe, nous précisons davantage le processus d évaluation suivi par KLD. Le fichier KLD renferme les annonces (chacune avec date, firme et justification) des entrées et sorties synchrones du DSI 400 depuis le 31 mai Si la sortie résulte d un manquement aux normes de KLD, son annonce constitue à nos yeux un événement négatif puisque nous assimilons l expulsion indiciaire à la confirmation d une décote sociale, sinon d un désaveu public. Comme l on justifie l entrée d une firme par son strict respect des normes KLD, nous en considérons l annonce 5 Indice valopondéré signifie pondéré selon les valeurs marchandes des actions ou capitalisations des firmes en cause. 68 FINÉCO, volume 14, année 2004

11 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER comme un événement positif venant confirmer que la firme mérite d être cotée, donc endossée, socialement. Par ailleurs, vu que la composition du DSI a peu changé au début des années 90, que bien des cas sont rejetés pour diverses raisons (à préciser) et qu une minorité de sorties s avèrent des expulsions pour manquement aux normes, alors notre échantillon brut de 406 sorties et 406 entrées indiciaires synchrones se réduit aux deux répartitions inégales suivantes: Année Mois 1,2,3 N=185 entrées N=44 expulsions L on voit ici un ratio entrées/expulsions d environ 4 et une certaine concentration des cas dans la sous-période Précisons que dans ses annonces de sorties du DSI 400, KLD en impute 4 sur 5 à des causes naturelles, contre 1 attribuée à l irrespect de ses normes, ce qui indique une bonne stabilité de la politique sociale suivie par les firmes du DSI 400. Ainsi, à partir des 406 sorties relevées, il ne s en trouve que 84 imputables à l irrespect des normes KLD, dont 40 cependant posent problème: 31 manquent de données sur le fichier COMPUSTAT et 9 sont écartées de par leur gigantisme (Alcoa, Wal-Mart, etc.) ou leur sort extrême (Enron). Les causes naturelles qui causent les 322 sorties indiciaires restantes englobent 196 cas de groupement, 109 changements d étiquette pour la partie sortante ou entrante (raison sociale, code boursier, numéro CUSIP), 6 faillites, 4 radiations boursières et 7 autres cas divers (de privatisation, de scission, etc.). D où notre échantillon final de 44 expulsions. Quant aux 406 annonces d entrées indiciaires repérées, il s en trouve 221 que nous écartons, dont 109 pour changement d étiquette (expliqué ci-dessus); 91 à cause de la proximité ( ± 15 jours) d annonces confondantes (de dividendes, bénéfices, etc.) ou de manque de données et 21 pour cause de groupement (surtout) avec quelques cas de scission ou de division entre catégories d actions. D où notre échantillon final de 185 entrées dans le DSI 400. Quant aux données mensuelles nécessaires (cours, dividendes, rendements, fractionnements, actions en circulation, code SIC, etc.), elles proviennent du fichier COMPUSTAT, tandis que les quotidiennes sont tirées du site Yahoo-Finance. Les rendements boursiers sont établis avec des cours de fermeture et tiennent compte des fractionnements. FINÉCO, volume 14, année

12 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH IV. MÉTHODOLOGIE ET RÉSULTATS a. Généralités L effet boursier anormal subi par des titres soumis au même type d événement inattendu s estime d ordinaire en accumulant des résidus moyens sur la fenêtre choisie. Pour tout titre, le résidu (ou rendement résiduel) s obtient en diminuant son rendement observé du rendement estimé normal pour le titre. Dans notre étude, l événement est soit l entrée dans le DSI 400 ou l expulsion. Selon Kothari et Warner (2004, p. 23, 24, 33) la méthode résiduelle s avère fiable lorsqu il s agit de mesurer, sur fenêtre étroite, l impact d un type d événement aux cas espacés et de secteurs variés. Cela tient car tout biais possible a un effet quotidien minime dont l accumulation sur un court horizon ne porte pas à conséquence. Toutefois, elle ne convient pas aux fenêtres larges parce qu elles se chevauchent d un cas à l autre au point de créer de la corrélation transversale entre résidus. Il en découle des distorsions dans les résidus moyens accumulés (RMA) servant de mesure d impact. S y ajoutent les dérives résultant de mésestimations du risque bêta qui entre, en général, dans le calcul classique du rendement normal 6. Il nous a donc importé, d une part, de calculer des résidus sur fenêtre étroite, tout en contournant le piège du bêta. D autre part, pour évaluer sur fenêtre large, sans distorsions ou dérives indues, la performance financière anormale des firmes en hausse ou baisse de cote sociale, nous avons, par prudence, ajouté la méthode du portefeuille mobile (dite aussi méthode calendaire) à la Mitchell et Stafford (2000), méthode que le temps n a pas discréditée puisque son ample usage remonte aux années 70 et aux nombreux tests d efficience boursière pratiqués sous l influence de l Université de Chicago (Jaffe, 1974 ; Mandelker, 1974 ; Charest, 1978a, 1978b; etc.). Nous avons aussi intégré des régressions à trois facteurs de Fama et French (1993) dont la prise en compte s impose du fait qu ils jouent à l échelle de la Bourse entière et qu il s agit pour nous de cerner l effet boursier marginal dû à l événement étudié (Kothari et Warner, 2004, p ). Précisons. b. Estimation des résidus classiques sur fenêtre étroite Sont en cause la période , les annonces de 185 entrées de firmes dans le Domini 400 Social Index (DSI 400) et de 44 expulsions justifiées selon les normes sociales de KLD Research & Analytics, Inc. (KLD), des normes dont on 6 Notons la quête incessante du vrai bêta (comme celle du Graal). Personne n est sûr de son bêta car méthodes et modèles d obtention, tous problématiques, se conjuguent pour en donner des niveaux différents. Toute mésestimation devient donc purement relative à une estimation jugée moins problématique que d autres. 70 FINÉCO, volume 14, année 2004

13 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER reconnaît toujours la cohérence scientifique (Waddock et Graves, 1997; McWilliams et Siegel, 2000; Hull et Rothenberg, 2008; Van der Laan et al., 2008). Ces événements indiciaires sont d emblée, et respectivement, considérés positifs ou négatifs, dans le sens qu ils confirment une performance sociale en hausse ou en baisse. La fenêtre étroite choisie va de -15 à +15 jours boursiers autour du jour zéro d annonce d entrée ou d expulsion indiciaire. Pour chaque firme i, au jour t relatif à l annonce, nous estimons son résidu journalier, soit r it - r ct, en retranchant de son rendement observé, r it, le rendement référentiel, r ct, d une firme comparable en taille et secteur, à l instar de Barber et Lyon (1997) ou Barber et al. (1999). Cette méthode des actifs comparables (donc qui par loi tendent au même rendement) a l avantage que, en imputant au titre sous événement le rendement normal d un titre semblable hors événement, l on diminue les problèmes d estimation déjà évoqués et, par là, neutralise le calcul des résidus. Une variante de cette approche neutre via jumelage, dit pairage, de titres est utilisée par Atindéhou (1996, p ). D autres variantes remontent aux années 70. Black et Scholes (1973) évoquent des portefeuilles de référence à base de variance. Charest (1978a, p ; 1978b, p ) les appliquent comme méthode concurrente d obtention des résidus autour d annonces de divisions d actions et de changements de dividendes. Kothari et Warner (2004, p ) réfèrent au pairage d actifs comparables comme l une des deux principales méthodes pour évaluer les performances anormales autour d événements. En bref, la méthode a subi avec succès l épreuve du temps. Comme Barber et Lyon (1997), nous jumelons chacun des N titres touchés par l événement à un titre intouché, dit de contrôle, se ressemblant en taille (capitalisation) et appartenance sectorielle. Pour chaque jumelage, l on repère dans le fichier Compustat un titre de contrôle, c, ayant même code SIC (précis à 4 chiffres, sinon à 3, sinon à 2) et capitalisation semblable à ± 30% près. Ses rendements journaliers (les r ct ) parallèles à ceux de son jumeau i sous choc social (les r it ) permettent de calculer les rendements anormaux, dits résidus, de i (les ε it ) sur la fenêtre choisie, de 31 jours boursiers dans notre cas, centrée sur l annonce du choc à t=0, d où: Résidu it = e it = r it - r ct, t=-15,...,0,...,+15; i=1,2,...,n. Pour chaque t, l on obtient le résidu moyen (RM t = Σε it /N). En les accumulant entre T 1 et T 2 au sein de la fenêtre [-15, +15], l on mesure le résidu moyen accumulé ( RMA T1, T assimilable à l effet boursier anormal du phénomène. Pour établir si celui-ci diffère de zéro, 2 ) l on recourt à la statistique t qui rapporte le RMA à son erreur standard, σˆ (RMA). Or, le calcul classique de l erreur, à base de longues suites de résidus, tend à sous- FINÉCO, volume 14, année

14 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH estimer la variabilité inhérente à la courte période du phénomène et donc à gonfler la statistique t. Plusieurs auteurs proposent des calculs plus rigoureux qui semblent se valoir. Nous adoptons l estimation selon Kooli et Suret (2004). Pour un résidu moyen accumulé (RMA), elle veut que: t RMA = RMA T1 T 2 * N T2 [ kvar ( ) + ( k 1) ] cov où, dans notre cas, var symbolise la moyenne des variances transversales des RM pour la fenêtre en cause, cov l autocovariance d ordre 1 des suites de RM, N T2 le nombre de cas au jour T 2 et k(=t 2 -T 1 +1) le nombre de jours d accumulation. c. Double calcul pour la fenêtre large Jusqu où remonter dans l histoire boursière d une firme pour apercevoir des signes avant-coureurs de succès ou d insuccès social du genre étudié? Et jusqu où aller en aval du choc social pour en déceler les effets durables possibles? Les écrits n offrent vraiment pas de réponses à ces questions, peut-être parce que les mesures couramment appliquées donnent des résultats douteux sinon instables. Selon Fama (1998) ou Kothari et Warner (2004), les méthodes disponibles seraient inaptes à cerner les vrais rendements anormaux sur des fenêtres autres que très étroites. Il se peut aussi que les effets en cause s avèrent négligeables parce que le marché boursier douterait de la rentabilité des initiatives sociales prises par les firmes. Pour notre part, nous estimons certes le rendement résiduel classique sur large fenêtre de 73 mois centrée sur le mois de cote ou décote sociale, donc avec volet de 3 ans de part et d autre, mais nous usons de prudence en calculant en parallèle le rendement anormal via la méthode dite du portefeuille mobile. Nous l explicitons avec ses résultats au tableau 2. Pour l instant présentons nos résultats plus classiques (de rendements résiduels accumulés) pour les deux fenêtres choisies, tels que groupés au tableau 1. d. Résultats de type résiduel. Sur fenêtre étroite, de 31 jours, centrée sur l annonce Au pan A du tableau 1, l on réunit les rendements boursiers anormaux (RBA) établis par sommation de résidus moyens autour des 185 entrées dans le DSI 400. Or, ils s avèrent tous positifs, quoique statistiquement indistincts de zéro partout. C est le cas, en effet, qu il s agisse de la fenêtre entière (avec 1,50%), des 15 jours antérieurs à l annonce (0,67%) ou postérieurs (0,55%), voire du seul jour 72 FINÉCO, volume 14, année 2004

15 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER d annonce (0,28%). Pareillement, les RBA correspondants pour les 44 expulsions (-2,10%; -0,81%; -0,46%; -0,82%) s avèrent partout non significatifs mais de signe négatif. Une telle évolution autour de l endossement social inhérent à l entrée indiciaire, ou du désaveu par expulsion, ne révèle, à nos yeux, qu un faible effet de confirmation de signe attendu. Cela transparaît d ailleurs doublement, et dans les fractions de résidus s éloignant peu en général de 50%, et dans le manque d homogénéité des signes dès que l on passe des RBA moyens au RBA médians. Une explication de bon sens va comme suit. L investisseur motivé peut se renseigner à diverses sources sur la performance sociale des firmes. Il s ensuit qu une annonce d entrée au DSI 400, ou d expulsion, ne saurait grandement surprendre. Sa valeur informative s en trouve en partie éventée et se réduit donc à un effet mineur de confirmation. Il demeure que, même si l entrée indiciaire, ou l expulsion, ne coïncide pas avec un rendement anormal moyen significatif, le signe de l anormalité dans les deux cas ne contredit pas l existence d un lien financier-social positif.. Sur fenêtre large de 73 mois ( ± 3 ans autour du mois d annonce) Au pan B, partie (1), du tableau 1, le rendement boursier anormal (RBA) en longue période antérieure à l endossement social (via entrée au DSI 400) s avère d environ 17% et significatif sur 3 ans, et pareillement avec 13% sur 2 ans, alors que le RBA de l an -1 se révèle indistinct de zéro. L on peut voir, à la partie (3), que le surcroît de rendement se situe surtout à l an -2, avec ses 12%, et précède donc d un an ou deux l entrée indiciaire. Or, la théorie du surcroît veut que la firme s enrichisse avant d agir socialement. A priori, les résultats ci-présentés ne la contredisent pas, voire la soutiennent. Mais il serait naïf de croire que les firmes entrant dans le DSI 400 pratiquent depuis peu l initiative sociale. Elles le font sensément depuis des années pour que les responsables de l indice les estiment dignes d y entrer. Notons, toutefois, comme on le voit aux parties (2) et (3) du pan B, que les firmes destinées à une expulsion indiciaire connaissent une sous-performance anormale antérieure significative, avec -29% sur 3 ans comme RBA, et que celle-ci se concentre à l an -3, donc à distance du moment d expulsion. Il est tentant de penser que cette détérioration financière préluderait au manquement aux normes sociales menant à leur expulsion, soit un autre résultat conforme aux implications de la théorie du surcroît. À défaut de tests directs plus probants, notre interprétation prudente se limite au constat que les RBA mesurés dans les années antérieures aux annonces d entrée et d expulsion indiciaire ne semblent pas contredire le sens causal du lien financier-social voulu par la théorie du surcroît. Notons par ailleurs le manque de signification des RBA moyens pour les mois d entrée (0,40%) et d expulsion (-0,67%) avec toutefois des signes attendus, FINÉCO, volume 14, année

16 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH TABLEAU 1 Rendements boursiers anormaux (RBA) en période courte ou longue centrée sur l annonce de cote ou décote sociale ( ) NB: La cote d endossement social de la firme est datée selon le jour d annonce de son entrée dans l indice DSI 400. La date de décote ou de désaveu social est selon l annonce de son expulsion indiciaire pour manquement aux normes KLD. L indice référentiel Domini 400 Social Index, remontant à 1990, compte parmi les nombreux indices sociaux émanant de KLD Research & Analytics, Inc. Dans le DSI 400 l on équipondère l évolution boursière de 400 firmes rencontrant les normes sociales de KLD. Chaque sortie du DSI 400 (pour diverses raisons) est compensée par l admission d une firme respectant les normes KLD. Pour nos fins, seules sont retenues les sorties dérivant d une expulsion pour manquement aux normes. Le rendement boursier anormal (rba) du titre échantillonné i pour le jour boursier t (ou le mois) relatif au jour, ou mois, zéro d annonce de la cote (ou décote) sociale s exprime par rba = r-c où l on soustrait du rendement de la firme à t(=r) le rendement boursier synchrone (=c) de la firme comparable en taille et secteur. Les RBA du tableau sont des rba moyens des N actions échantillonnées pour un t relatif donné qu on accumule sur les fenêtres choisies. Les statistiques t biétoilées et uniétoilées ci-dessous sont significatives à 5% et 1%, dans l ordre. PAN A: Fenêtre étroite: ± 15 jours boursiers autour du jour d annonce (1) RBA entourant la cote d endossement social: l entrée dans le DSI 400 Fenêtre [-15,-1] [Jour 0] [+1,+15] [-1,+1] [-15,+15] N firmes RBA a (stat. t) % de RBA> ,67% (0,65) 53, ,28% (0,93) 54, ,55% (0,53) 45, ,12% (0,26) 53, ,50% (1,01) 50,6 a Médianes correspondantes: -0,18%; n.d.; -0,55%; 0,18%; -0,14%. Si l on exclut quelques observations extrêmes, les RBA moyens correspondants deviennent: 0,37%; 0,39%; -0,25%; 0,20%; 0,52%. (2) RBA entourant la décote ou le désaveu social: l expulsion du DSI 400 Fenêtre [-15,-1] [Jour 0] [+1,+15] [-1,+1] [-15,+15] N firmes RBA b (stat. t) % de RBA<0 44-0,81% (-0,38) 47,7 44-0,82% (-1,43) 50,0 44-0,46% (-0,22) 52,3 44-1,07% (-1,12) 61,4 44-2,10% (-0,68) 47,7 b Médianes correspondantes: -0,25%; n.d.; 2,09%; 0,04%; -2,38%. Si l on exclut quelques observations extrêmes, les RBA moyens correspondants deviennent: -0,24%; -0,82%; -0,64%; -0,55%; -1,70%. 74 FINÉCO, volume 14, année 2004

17 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER TABLEAU 1 (suite) PAN B: Fenêtre large: ± 36 mois autour du mois d annonce (1) RBA entourant la cote d endossement social: l entrée dans le DSI 400 Fenêtre [-36,-1] [-24,-1] [-12,-1] [Mois 0] [+1,+12] [+1,+24] [1+,+36] N firmes RBA c (stat. t) % RBA ,84% (2,19)** 59, ,93% (2,15)** 55, ,08% (0,26) 50,3) 185 0,40% (0,43) 49, ,68% (1,42) 55, ,65% (1,81) 49, ,28% (0,17) 47,0 (2) RBA entourant la décote ou le désaveu social: l expulsion du DSI 400 Fenêtre [-36,-1] [-24,-1] [-12,-1] [Mois 0] [+1,+12] [+1,+24] [1,+36] N firmes RBA d (stat. t) % RBA ,10% (1,97)** 56,8 40-6,61% (-0,55) 43,2 44-0,31% (-0,04) 50,0 44-0,67% (0,40) 61,4 44-8,43% (-1,01) 45,5 37 8,33% (0,64) 45,5 34 1,52% (0,09) 45,5 (3) RBA annuels (moyens, médians) arrondis autour du mois zéro Années -3,-2, ,+2,+3 Entrées e RBA moyens (%) Expulsions Entrées RBA médians (%) Expulsions c Si quelques rendements boursiers anormaux extrêmes (ceux dépassant trois fois l écart type) sont exclus des moyennes, alors les RBA moyens deviennent respectivement les suivants: 17,19%; 15,35%;1,30%; 0,64%; 4,24%; 8,93%, -0,29%. d Après exclusion de quelques rendements extrêmes, les RBA moyens deviennent respectivement les suivants: -28,50%; -6,89%; 1,06%; -1,52%; -6,82%; 3,57%; 0,75%. e À titre de curiosité, nous avons établi la performance sociale anormale des firmes qui entrent dans le DSI 400 d après les scores de KLD. Leurs variations anormales moyennes dans les années -3, -2, -1, +1, +2, +3 se présentent comme suit dans l ordre avec leurs statistiques t entre parenthèses: 1,25% (0,91); 2,31% (1,69); 5,39% (4,90%*); 2,34% (3,04*); 1,00% (1,23); 0,54% (0,52). La méthode de calcul (laborieuse, à demi-fiable par manque fréquent de données) est disponible auprès des auteurs. FINÉCO, volume 14, année

18 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH TABLEAU 2 Évaluation alternative de l anormalité moyenne du rendement (α p %/Mois) dans les 36 mois de part et d autre de l entrée ou expulsion indiciaire (DSI 400, ) Partie 1. La méthode: Régression de type Fama-French explicative de la prime de rendement du portefeuille mobile où transitent les titres visés durant des périodes de 36 mois. - Le DSI 400 est le principal indice social (le Domini 400 Social Index) maintenu par KLD Research & Analytics, Inc. - Les entrées et expulsions en cause ont la chronologie présentée à la section IV. - Si t=0 est le mois d événement, alors l action transite de t-36 à t-1 dans le portefeuille mobile antérieur à l événement et de t+1 à t+36 dans le portefeuille postérieur, pour peu que toutes les données soient disponibles. Les rendements mensuels utilisés, issus de Compustat, vont de juillet 1991 à avril Les mois d annonce d entrée ou d expulsion indiciaire sont disponibles auprès de KLD. Les rendements mensuels du portefeuille mobile, R pt, présupposent un nombre, souvent changeant, de titres y entrant. - Il s avère que le portefeuille de transit antérieur à l événement d entrée est mobile sur 164 mois, soit de juillet 91 (à t-36 de la première entrée en juillet 94) à février 05 (à t-1 de la dernière entrée en mars 05). Pour le portefeuille de transit postérieur, il est mobile sur 141 mois, d août 94 (à t+1 de la première entrée) jusqu à avril 06 (à t+13 de la dernière entrée en mars 05, les rendements pour t+14,...,t+36 étant indisponibles). - Pareillement, le portefeuille de transit antérieur à l événement d expulsion est mobile sur 146 mois, soit de janvier 93 (à t-36 de la première expulsion en janvier 96) à février 05 (à t-1 de la dernière expulsion en mars 05). Le porfefeuille de transit postérieur est mobile sur 123 mois, soit de février 96 (à t+1 de la première expulsion) jusqu à avril 06 (à t+13 de la dernière expulsion en mars 05, les rendements au-delà d avril 06 étant indisponibles). - L α p égale la constante de la régression à la Fama-French où la prime de rendement du portefeuille au mois t(=r pt - Taux sûr R ft ) s explique, à une erreur de moyenne 0 près (=ε pt ), par trois primes ou facteurs synchrones: (1) Facteur de marché classique (R mt - R ft ); (2) Facteur de taille = Prime aux petites = SMB t = Small minus Big = Écart de rendement entre deux catégories de firmes, les faibles et fortes capitalisations, selon les estimations disponibles auprès de la Kenneth R. French Data Library; et (3) Facteur de croissance potentielle = Prime aux délaissées = HML = High minus Low = Écart de rendement entre la catégorie à ratio comptable/marchand élevé, donc délaissée 76 FINÉCO, volume 14, année 2004

19 COTE OU DÉCOTE INDICIAIRE SOCIALE ET SORT BOURSIER TABLEAU 2 (suite) jusqu ici, ou à croissance potentielle, et celle à ratio faible, donc à croissance déjà acquise, tel qu établi par le professeur French. D où: R pt - R ft = α p + b p (R mt - R ft ) + s p (SMB t ) +h p (HML t ) + ε pt - La régression est selon les moindres carrés. Les erreurs types des coefficients sont corrigées pour hétérovariance à la White (1980) *, **: Ainsi étoilées, les statistiques t (entre parenthèses) sont significatives à 1%, ou 5%, respectivement. Partie 2. Résultats des régressions pour transit de 36 mois a Portefeuille mobile des actions en transit Anormalité moyenne du rendement α p Coefficients des facteurs Fama-French (R mt - R ft ) SMB t HML t b p s p h p A1. Transit antérieur (36 mois) à 185 entrées dans le DSI 400 Mobile sur 164 mois, de juillet 91 à février 05 1,06%/Mois (4,61)* 2 R aj. 1,20 (18,11)* =0,73 Statistique F = 149,19 0,24 (2,97)* 0,33 (3,98)* Durbin-Watson = 2,02 A2. Transit postérieur symétrique sauf si données manquent Mobile sur 141 mois, d août 94 à avril 06-0,23%/Mois (-1,10) 1,20 (23,90)* 2 R aj. =0,80 Statistique F = 193,74 Durbin-Watson = 1,99 0,21 (3,60)* 0,27 (4,12)* B1. Transit antérieur (36 mois) à 44 expulsions du DSI 400 Mobile sur 146 mois, de janvier 93 à février 05-0,78%/Mois (-1,98)** 1,06 (11,00)* 2 R aj. =0,47 Statistique F = 43,70 Durbin-Watson = 1,63 0,32 (2,80)* 0,54 (3,93)* B2. Transit postérieur symétrique ou limité par données Mobile sur 123 mois, de février 96 à avril 06-0,44%/Mois (0,90) 1,29 (9,66)* 2 R aj. =0,49 Statistique F = 39,37 Durbin-Watson = 1,86 0,40 (2,56)** 1,21 (5,01)* a La colonne des α pour 24 mois de transit est, dans l ordre: 1,05%*; -0,03%; -0,48%; et -0,49% versus pour 12 mois: 0,79%*; 0,19%; -0,80%; et -1,02%. Ces résultats additionnels ne contredisent pas l essentiel des autres résultats. FINÉCO, volume 14, année

20 BOUCHRA M ZALI, GUY CHAREST, MARIE-FRANCE TURCOTTE, JEAN-PIERRE GUEYIÉ ET KAIS BOUSLAH ce qui corrobore les résultats du jour d annonce déjà présentés. Quant aux RBA des années postérieures, ils se révèlent non significatifs partout, donc conformes à l hypothèse d efficience, et cela, malgré des dérives annuelles contradictoires marquées et plutôt typiques de la méthode résiduelle (Fama, 1998). Notons également que les RBA médians ajoutés à la partie (3) évoluent en gros comme les RBA moyens et que l exclusion des cas extrêmes ne change pas la teneur des résutlats. Au total, sur fenêtre large, l on voit: a) que la surperformance financière précède d un an ou 2 l annonce d entrée au DSI 400, alors que la sous-performance se concentre 2 ou 3 ans avant l expulsion; b) que le rendement anormal au mois d annonce s avère non significatif, quoique son signe se conforme à la nature soit positive, soit négative, du changement indiciaire; et c) que l évolution boursière dans les années postérieures ne révèle pas d inefficience significative. De tels résultats ne contredisent pas, à première vue, le sens causal du lien financier-social positif inhérent à la théorie du surcroît. Il faudrait des tests plus directs pour mieux trancher en la matière. e. Deuxième estimation de l anormalité de rendement Par prudence, nous recourons à la méthode du portefeuille mobile pour réestimer l anormalité de rendement dans les années entourant tant les entrées au DSI 400 que les expulsions. Le rendement anormal du portefeuille mobile (son RAPM en % par mois) s obtient en appliquant systématiquement une règle d investissement. Selon celle-ci, l on investit également à chaque mois dans chacun des titres en transit pour une période donnée dans le portefeuille mobile. Avec les rendements mensuels successifs du portefeuille, diminués des taux sûrs correspondants, l on obtient une suite de primes (R pt - R ft ), que l on explique par régression en fonction des trois facteurs de Fama-French, ce qui donne la constante alpha égale au RAPM pour toute période de transit en cause. Dans notre cas, il s agit des 36 mois antérieurs au changement indiciaire et des 36 mois postérieurs. Mitchell et Stafford (2000) estiment que cette méthode ne biaise pas les coefficients obtenus, même si le rééquilibrage continuel du portefeuille peut causer de l hétérovariance. D où notre correction à la White (1980) pour nos résultats de régression. La méthode est précisée amplement en partie 1 du tableau 2. En partie 2, l on voit que le RAPM, ou l alpha, antérieur à l entrée dans le DSI 400 à hauteur de 1,06% par mois (ou 38% pour les 3 ans en cause) s avère significatif, tandis que l alpha postérieur de -0,23% n est pas significatif. Quant au RAPM antérieur à l expulsion indiciaire, -0,78% par mois ou -28% pour 3 ans, il s avère négativement significatif, tandis que le RAPM postérieur, de -0,44%, ne l est pas. Ces deux résultats (plus ceux pour les transits de 24 et 12 mois notés au bas du tableau) corroborent les résultats obtenus selon la méthode résiduelle. Ainsi ajoutent-ils à la validité des éléments de conclusion qui suivent. 78 FINÉCO, volume 14, année 2004

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