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Economie & prévision
La Doc. française

I.S.B.N.sans
182 pages

p. 111 à 128
doi: en cours

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n^o 162 2004/1

Discipline > Revue > Sommaire > Article

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Les déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur : une étude empirique sur le marché français

Marie-Christine Filareto [()]*

Résumé de l'article

Dans le cadre d’un financement par crédit-bail, la politique d’offre du crédit-bailleur repose sur une analyse conjointe du risque de signature du crédit-preneur et du risque associé au matériel financé. L’absence de « risque matériel » peut alors tempérer une moins bonne solidité financière du débiteur et permet le financement d’entreprises écartées du crédit bancaire traditionnel. Si les déterminants de la politique d’octroi du crédit-bail sont bien identifiés, leur influence dans la compositiondutauxdébiteurestpeuétudiée.Notrerechercheévalue,danslecadred’uneétudeempiriqueconduitesurun échantillon de 70 contrats de crédit-bail, l’influence sur l’ampleur du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur des deux dimensions risque « matériel » et risque de signature du crédit-preneur.Mots-clés : crédit bail, taux débiteur, rationnement du crédit. In leasing, the lessor’s lending policyis based ona combinedanalysis of the lesseecreditriskand the risk associated with the financed equipment. The absence of equipment risk may allow a lender to offer financing to a borrower whose financial situation is less solid, thus providing a solution for firms without access to traditional bank loans. Although the factorsdetermining lessors’decisions to lendhavebeenidentified, their influenceon lendingrateshas notbeen studiedto thesameextent. Our research, based on an empirical study of 70 leasingagreements, assessesthe influenceof equipment risk and lessee credit risk on the lessor’s lending rate.Keywords : leasing, interest rate, credit rationing.

Plan de l'article

• L’analyse des déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur

— Sources de risque et tarification du crédit-bail : les fondements théoriques

— Une analyse enrichie par le point de vue des spécialistes

— Les autres déterminants de l’ampleur du taux débiteur

• Une étude empirique sur le marché français

— Présentation de l’échantillon d’entreprises

— Méthodologie et spécification des tests économétriques

— La mesure des variables pertinentes

— Le risque “ matériel ” et la durée de la relation de clientèle

— Présentation du modèle économétrique et de la méthode d’estimation

• Les déterminants du taux débiteur : les résultats empiriques

— Les déterminants du coût du crédit-bail

— Rationnement du crédit et pouvoir de monopole du crédit-bailleur

• Conclusion

• BIBLIOGRAPHIE

L’auteur remercie les rapporteurs anonymes de la revue, ainsi que les rapporteurs de l’article aux Journées Internationales de l’AFFI (Strasbourg, 2002) et au Colloque du GDR Economie Monétaire et Financière (Lyon, 2002), pour leurs commentaires constructifs ayant permis une amélioration significative de l’étude. Les erreurs et omissions ne sont imputables qu’à l’auteur.

Dans le cadre d’un financement par crédit-bail, la politique d’offre du crédit-bailleur repose sur une analyse conjointe du risque de signature du crédit-preneur et du risque associé au matériel financé. L’absence de “risque matériel” peut alors tempérer une moins bonne solidité financière du débiteur et permet le financement d’entreprises écartées du crédit bancaire traditionnel. Si les déterminants de la politique d’octroi du crédit-bail sont bien identifiés, leur influence dans la composition du taux débiteur est peu étudiée. Notre recherche évalue, dans le cadre d’une étude empirique conduite sur un échantillon de 70 contrats de crédit-bail, l’influence sur l’ampleur du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur des deux dimensions risque “matériel” et risque de signature du crédit-preneur. Arrivé en France en 1962, pendant une période de croissance économique et de fort investissement, le crédit-bail a bénéficié d’une rapide implantation en offrant à certaines entreprises une possibilité quasi-immédiate d’investir, par le financement intégral de leurs équipements. Considéré de fait comme un outil de promotion de l’investissement, il concourt annuellement au financement de près d’un tiers des firmes. Initiés par des sociétés spécialisées ou des filiales de banques, les financements par crédit-bail n’entrent cependant pas en concurrence directe avec les crédits bancaires à moyen et long terme proposés par les banques. Le crédit-bail apparaît davantage comme un complément à l’emprunt bancaire, qui permet à la firme de pouvoir opter pour le meilleur financement lorsqu’elle veut s’équiper d’un nouveau matériel. L’essence même du contrat en fonde ses particularités : c’est un instrument de financement qui offre des avantages, qu’ils soient fiscaux, comptables ou financiers, et qui peuvent conduire la firme à le préférer à l’emprunt bancaire, indépendamment d’un argument lié à sa plus grande disponibilité (Krishnan et Moyer, 1994).

Si la décision d’octroi du crédit-bail est avant tout, pour le crédit-bailleur, une décision de crédit, il bénéficie, en tant que propriétaire du bien, d’une sûreté réelle qui minimise les coûts imposés par la faillite du locataire; le droit d’exclusivité sur l’actif et la possibilité quasi immédiate de revente ou de relocation du bien favorisent, en cas de défaut du crédit-preneur, une bonne couverture du risque de l’opération. La garantie qu’offre la propriété de l’actif n’est efficace qu’à condition que le risque “ matériel ” soit inexistant, ce qui est le cas lorsque la valeur vénale du bien sur le marché secondaire demeure conséquente. De fait, la décision d’octroi du financement par le crédit-bailleur reposera sur une analyse conjointe du risque de crédit et du risque “ matériel ”, qui s’inscrit, pour ce dernier, dans une stratégie de gestion globale du risque. La particularité du crédit-bail justifie alors la sensibilité du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur à la double dimension risque “matériel” - risque “utilisateur”. Cette problématique est au cœur de notre présente recherche. Elle nous conduit par ailleurs à nous interroger sur la notion de “ risque matériel” etsamesure, etàrecenserd’autres facteurs qui peuvent influencer le taux du crédit-bail, tels le pouvoir de monopole du bailleur sur les entreprises écartées du créditbancaire traditionnel ou ladurée de la relation de clientèle développée avec le crédit-preneur.

L’article est organisé de la façon suivante. Dans une première partie, nous justifions la sensibilité du taux exigé par le crédit-bailleur aux deux dimensions risque “ matériel ”– risque “utilisateur”, en nous appuyant sur une analyse des travaux théoriques et des propos recueillis auprès de crédit-bailleurs. Nous isolons par ailleurs les effets induits par la structure du marché, le pouvoir de monopole du bailleur ou la relation de clientèle bailleur-preneur sur la tarification du crédit-bail. De cette analyse, émergentdifférenteshypothèsesqui donneront lieuà une vérification empirique sur 70 contrats de crédit-bail. La seconde partie de notre article présenteral’échantillon d’entreprises etjustifiera les différentes mesures des variables entrant dans le modèle de tarification du crédit-bail. Les résultats de l’étude empirique sont exposés dans une troisième partie. Dans une dernière partie, nous concluons et discutons des prolongements possibles de notre présente étude.

L’analyse des déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur

Dans cette partie, nous identifions et justifions, au regard des travaux théoriques et d’une analyse menée auprès des crédit-bailleurs, de la sensibilité du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur aux risques intrinsèques aux opérations de crédit-bail.

Sources de risque et tarification du crédit-bail : les fondements théoriques

Le modèle précurseur de Miller et Upton (1976) introduit le risque devaleur résiduelle comme source unique de risque pour le crédit-bailleur. Pour ces auteurs, le risque de valeur résiduelle provient des “ fluctuations de la valeur résiduelle du bien sur le marché en raison d’une usure physique ou d’une obsolescence imprévue ou de variations non anticipées des taux d’intérêt et du niveau général des prix qui fait que le flux de service de l’actif est stochastique”. Du fait d’un risque d’amoindrissement de la valeur marchande du bien durant la période contractuelle, le crédit-bailleur appliquera une majoration du taux de crédit-bail. Le modèle à facteur unique de Miller et Upton (1976) implique alors que pour un type de matériel donné, le loyer d’équilibre du crédit-bail est identique quel que soit le risque de crédit du locataire.

S’il est vrai que le crédit-bailleur est mieux protégé que les autres créanciers en cas de défaillance de la firme au regard de son statut de propriétaire juridique [1], la repossession de l’actif en cas de défaillance du locataire n’est pas toujours immédiate, ce qui occasionne pour le crédit-bailleur un coût d’opportunité; de même, la récupération des loyers restant dus à la date du défaut est généralement problématique [2]. De fait, le bailleur se retrouve exposé au risque de signature du preneur, ce qui justifie l’existence d’une prime de risque additionnelle. Pour Grenadier (1996), la prime de risque de crédit sera fonction de la durée du contrat et de la perte anticipée par le crédit-bailleur, en cas de défaillance du preneur.

L a décision d’octroi d’un financement par crédit-bail reposerapar conséquent sur un examen de deux déterminants indissociables : le risque de signature du crédit-preneur et l’ampleur du “ risque matériel ”.

Une analyse enrichie par le point de vue des spécialistes

Malgré le développement des techniques statistiques, le chercheur en Finance s’oriente de plus en plus vers une analyse de terrain dont l’un des objectifs principaux consiste, selon Wacheux (1996), à comprendre les réalités complexes des phénomènes étudiés. Adaptés à notre problématique de recherche, différents entretiens semi-directifs [3] conduits auprès de sociétés de crédit-bail françaises ont permis une meilleure compréhension des politiques d’offre des crédit-bailleurs.

De ces investigations de terrain, plusieurs éléments ressortent : l’ensemble des interrogés nous a confirmé que la décision d’octroi du financement et l’ampleur du taux débiteur reposaient sur une analyse conjointe du risque“utilisateur ” et du risque “ matériel ”. La politique d’octroi des financements est en fait modulée selon l’importance des risques encourus. Elle est résumée dans le tableau 1.

S’il apparaît que la décision du crédit-bailleur est avant tout dérivée d’un examen du risque de crédit présenté par le crédit-preneur, la nature et la qualité du matériel financé peuvent intervenir et forcer la décision de financement. Les propos recueillis auprès d’un de nos interlocuteurs illustrent cet argument : “ lorsque la durée de vie économique du matériel est de 10,15 ou 20 ans, il constitue une garantie de tout premier ordre et cela peut permettre de réaliser certains dossiers”. Dans la mesure où l’actif constitue la garantie intrinsèque de l’opération, le crédit-bailleur doit s’assurer que la valeur de revente potentielle du bien couvre le capital restant dû et ce, sur l’ensemble de la période contractuelle. Il va par conséquent limiter son offre à des actifs peu risqués pour les entreprises présentant un risque de signature plus élevé et peut exiger des garanties complémentaires lors du financement d’entreprisesayant unemeilleure solidité financière, mais optant pour un matériel plus risqué.

Tableau 1
politique d’octroi des financements par crédit-bail

IMGIMGTableau 1 : politique d’octroi des f...IMGIMF

Cette analyse de terrain a par ailleurs permis d’identifier quels étaient les facteurs d’appréciation du risque “ matériel ”, qui apparaît indissociable de différents attributs relatifs à l’identité du fournisseur, à la structure du marché secondaire et à la nature du bien financé. Ces trois déterminants conditionnent l’ampleur de la valeur de revente future d’un actif et donne une dimension complexe à la notion de risque “ matériel ”, dont l’appréciation relève avant tout de l’expertise du chargé d’affaires. Le tableau 2 détaille les facteurs d’appréciation du risque “ matériel ”, relevés dans la littérature (Maheu et Maige, 1998 ; Philipossian, 1998) et les investigations de terrain. Sur la base de ces différents éléments qualitatifs, l’appréciation du risque “ matériel ” permettra au crédit-bailleur de fonder sa décision d’attribution du financement et de moduler le taux débiteur de l’opération en fonction d’un risque “matériel ” plus ou moins présent.

Aux deux sources de risque préalablement identifiées, s’ajoutent d’autres facteurs qui peuvent influencer le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur ; nous les détaillons dans le point suivant.

Les autres déterminants de l’ampleur du taux débiteur

Au-delà des risques intrinsèques à chaque opération, la tarification du crédit-bail peut varier sous l’influence d’autres facteurs.

En premier lieu, la séparation de la propriété juridique et économique dans une opération de crédit-bail fait naître un coût d’agence dont l’origine est une utilisation intensive du bien ou une absence de maintenance par le locataire qui contribue à une diminution de la valeur vénale de l’actif, objet du contrat. Pour circonscrirecerisque, lecrédit-bailleur s’appuie sur différents mécanismes susceptibles de contenir ces comportements déviants. À la signature du contrat, il peut insérer une clause prévoyant le paiement d’une indemnité en cas d’usure anormale. Un autre moyen d’éliminer les coûts d’agence serait, selon Chemmanur et Yan (2000), la fourniture de services accompagnant le contrat de financement, pourdesactifs dont la valeur vénaleestsensibleàune maintenance régulière ou pour lesquels le crédit-bailleur peut apporter une maintenance à un coût plus faible que l’utilisateur. Lamise en place de compteurs peut également être envisagée comme mécanisme de réduction du coût d’agence associé à une utilisation abusive du bien : elle favoriserait une meilleure évaluation de l’obsolescence inattendue du matériel et une meilleure couverture de la perte occasionnée pour le bailleur.

Tableau 2
facteurs d’appréciation du risque

IMGIMGTableau 2 : facteurs d’appréciation ...IMGIMF

Bien que les moyens d’actions à la disposition du crédit-bailleur soient variés, Ezzell et Vora (2001) montrent que le crédit-bailleur va agir ex-ante en majorant le taux débiteur lorsque les coûts d’agence anticipés peuvent être élevés. Ainsi, les auteurs remarquent que les rendements anormaux enregistrés lors de l’annonce d’opérations de crédit-bail sont négatifs lorsque les actifs concernés peuvent faire l’objet d’une utilisation intensive (c’est notamment le cas d’une catégorie de matériels roulants), dans la mesure où ce risque est anticipé par le crédit-bailleur et est reporté de fait sur le preneur, via une majoration du taux débiteur.

La durée de la relation de clientèle peut également influencer l’ampleur du taux débiteur. Deux études traitent particulièrement de ces aspects dans le cadre de la relation banque-entreprise. Pour Berger et Udell (1995), le taux d’intérêt et le montant des garanties requises tendent à diminuer avec la durée de la relation bancaire. Petersen et Rajan (1994) ne trouvent, quant à eux, aucune relation entre le taux d’intérêt des nouveaux emprunts et la durée de la relation de clientèle, qui influence principalement la disponibilité du crédit.

L’hypothèse sous-jacente dans le cadre de ces deux études est que l’acquisition graduelled’informations par la banque sur l’entreprise permet une meilleure discrimination des bons et des mauvais emprunteurs et une évaluation plus juste du risque des projets entrepris et des perspectives de développement futur de la firme. Dans le cadre de la relation particulière liant le preneur au bailleur, des effets identiques peuventêtre anticipés sur l’ampleur du tauxdébiteur, lorsque la relation de long terme contribue à une diminution des asymétries informationnelles.

Le troisième élément pouvant influencer l’ampleur du taux débiteur est l’existence d’un pouvoir de monopole du crédit-bailleur. Pour Krishnan et Moyer (1994), les coûts engendrés par la défaillance du locataire seraient plus faibles pour le crédit-bailleur que pour tout autre créancier : sa qualité de propriétaire lui confère la possibilité de reprendre le bien en cas de défaut de la firme lorsque le contrat n’est pas poursuivi. De fait, il évite les coûts d’opportunité, associés à la lenteur du processus de résolution de la faillite et peut réaliser plus rapidement la revente ou la relocation de l’actif [4]. La garantie efficace qu’offre la forme même du contrat l’amène à élargir davantage son offre que ne le ferait un créancier bancaire, quand l’entreprise présente un risque de signature plus élevé. Son statut de prêteur de dernier recours lui confère alors un pouvoir de monopole, qu’il va exercer sur cette catégorie d’entreprises écartées du crédit bancaire traditionnel [5], en majorant letaux du crédit-bail.

L’intensité concurrentielle entre les offreurs de capitaux est le dernier facteur susceptible d’influencer le taux débiteur. Longtemps dominé par les sociétés spécialisées, le marché du crédit-bail est devenu unmarché bancaire : 75 à 80% des opérations de crédit-bail sont désormais initiés par les banques, alors que ce pourcentage n’était que de 25% en 1985 (Maheu et Maige, 1998). Attirées par les taux de progression et la rentabilité du secteur, les filiales de banques sont désormais fortement présentes au côté des sociétés spécialisées et des sociétés captives, filiales de constructeurs.

Le développement de l’intensité concurrentielle au sein du secteur a par conséquent favorisé une diminution des marges enregistrées dans le passé. De fait et pour reprendre les dires de crédit-bailleurs interrogés, la conclusion des opérations de financement passe parfois par une diminution de la tarification, lorsque les crédit-preneurs mettent systématiquement en concurrence les établissements de crédit. La pression concurrentielle n’est cependant pas identique selon le secteur géographique ou la nature du bien concerné (il existe une forte spécialisation de certaines sociétés de crédit-bail, notammentlesfilialesdeconstructeurs).

Le tableau 3 résume les effets attendus pour les principaux déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur.

Tableau 3
ampleur du taux débiteur et facteurs de sensibilité

IMGIMGTableau 3 : ampleur du taux débiteur...IMGIMF

Les investigations de terrain et une revue des travaux existants nous ont permis d’isoler les déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur et d’évaluer leur influence respective dans la composition de ce taux. Nous avons par conséquent cherché à vérifier empiriquement, sur unéchantillon de 70 contrats de crédit-bail, les effets anticipés.

Une étude empirique sur le marché français

L’analyse précédente a permis d’identifier les facteurs influençant la tarification du crédit-bail. Pour des raisons de disponibilité des informations, l’analyse empirique que nous proposons exclura, parmi les facteurs de sensibilité, la structure du marché et le risque d’utilisation intensive de l’actif. Nous présentons dans un premier point notre échantillon d’entreprises ; le second point sera consacré à l’exposé de la méthodologie.

Présentation de l’échantillon d’entreprises

Notre étude empirique a été facilitée par l’obtention auprès d’une société de crédit-bail, d’informations sur 70 financements, pour la période allant du 1^er janvier au le 31 mars 2000. Cette dernière réalise 90% de son chiffre d’affaires sur les régions Nord Pas-de-Calais et Picardie et étend son activité sur sept autres départements. La clientèle captée par la société est essentiellement constituée de PME [6]. Les contrats de financement que nous avons retenus ont été sélectionnés de façon aléatoire, ce qui nous a permis d’obtenir des profils d’entreprises, différant tant au niveau de leur dimension que de leur activité ou de leur surface financière.

Deux types d’informations ont été obtenus :

des données contractuelles pour chaque contrat de financement : prix d’achat du matériel, durée, redevances périodiques, nature du matériel, valeur résiduelle, tauxeffectifglobal mensuel, structuredes loyers et présence de garanties complémentaires;
des données comptables et qualitatives sur chaque firme : bilan, compte de résultats, forme juridique, activité et effectif salarié.

Le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur a été recalculé pour chaque dossier de financement, en fonction des différents paramètres contractuels [7]. Par ailleurs, nous avons pu juger de l’antériorité de la relation bailleur-preneur, par la présence ou l’absence d’un historique des informations comptables et des engagements du crédit-bailleur auprès de chaque firme. Les caractéristiques des entreprises de notre échantillon sont présentées en annexe 1. Nous fournissons également dans le tableau 4 un descriptif des contrats conclus, témoignant de l’hétérogénéité des offres et des demandes, tant au niveau des montants financés que des durées couvertes ou des matériels concernés : 62,86% des financements portent sur du matériel roulant, 32,86% sur du matériel de production et 4,29% sur du matériel informatique.

Méthodologie et spécification des tests économétriques

Le modèle économétrique que nous avons testé sur l’échantillon d’entreprises reprend les principales composantes du système de tarification exposé dans la première partie. Nous présentons tout d’abord les mesures des variables explicatives (risque de signature, risque “ matériel ” et relation de clientèle), puis le modèle et la méthode d’estimation.

La mesure des variables pertinentes

Les risques associés aux financements alloués par le crédit-bailleur peuvent s’apprécier au travers de différents facteurs dont nous détaillons la mesure.

Le risque de signature du crédit-preneur

Pour apprécier la solidité financière du locataire, nous retenons cinq variables : le levier d’endettement, la capacité de remboursement, la trésorerie, la taille et la couverture des frais financiers par l’excédent brut d’exploitation. Nous en présentons les mesures.

Le levier d’endettement (LEVIER) est mesuré en rapportant les dettes à plus d’un an (y compris les dettesde crédit-bail) au montant des fonds propres [8]. Toutes choses égales par ailleurs, un endettement élevé est associé à un risque de défaut croissant. On s’attend par conséquent à observer une relation positive entre le levier d’endettement et le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur.

La capacité de remboursement (CREMB) est calculée par le rapport de la capacité d’autofinancement au montant des dettes à long terme (dettes bancaires et crédit-bail). Dans la mesure où ce ratio exprime l’aptitude de la firme à honorer le paiement de ses dettes et conditionne de fait sa capacité d’endettement auprès du crédit-bailleur, on s’attend à observer une relation négative entre la capacité de remboursement de la firme et le taux débiteur.

La couverture du besoin en fonds de roulement (BFR) par le fonds de roulement (FDR), qui doit conditionner l’ampleur de la trésorerie nette (TRESO), est calculée en rapportant la trésorerie nette au fonds de roulement de l’entreprise [9] et permet de mesurer la couverture du BFR par le FDR, sicelui-ciestpositif. Lorsquele BFR est négatif, cela permet d’apprécier l’excédent de financement d’exploitation. Ce ratio exprime la capacité de la firme à financer son cycle d’exploitation.

Tableau 4
nature des contrats de crédit-bail

IMGIMGTableau 4 : nature des contrats de c...IMGIMF

Une trésorerie nette négative, résultant d’une mauvaise couverture du BFR par le FDR, peut s’expliquer par la présence de stocks trop importants, une augmentation des créances d’exploitation ou une diminution des dettes fournisseurs. Elle pourra témoigner de difficultés de l’entreprise, liées au ralentissement de ses ventes (on a un gonflement des stocks) ou aux retards de paiements des clients, dus à des difficultés qui peuvent se reporter sur l’entreprise en cas de défaillance de ceux-ci. On s’attend alors à ce que le taux débiteur soit négativement lié à l’ampleur de la trésorerie.

Le degré de couverture des frais financiers par l’EBE (FF/EBE) est calculé en rapportant les charges financières à l’excédent brut d’exploitation. Plus la couverture des frais financiers par l’EBE est élevée et plus l’entreprise possède une marge de sécurité importante qui la protège contre une baisse de son résultat, une augmentation de l’endettement ou du taux débiteur. C’est un élément qui permet au crédit-bailleur de pouvoir apprécier le risque financier et la capacité de la firme à pouvoir supporter un paiement fixe supplémentaire. Le taux débiteur doit par conséquent être positivement lié au ratio FF/EBE, dont l’ampleur atteste de frais financiers importants comparativement au surplus économique dégagé par l’activité de l’entreprise.

La taille de l’entreprise (TAILLE) est mesurée en prenant le logarithme du total de l’effectif salarié. Dans la mesure où les entreprises de plus grande dimension présentent un risque de défaillance [10] plus faible que les entreprises de taille plus modeste (Diamond, 1984), le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur doit être négativement associé à la taille de l’entreprise. Sur la base d’une étude de la Banque de France, Nakamura (2000) met en évidence, pour les prêts bancaires, une discrimination de taux assez forte selon les montants empruntés (un facteur corrélé à la taille de l’entreprise), ce taux diminuant avec l’augmentation de la dimension dela firme. On peut s’attendrealors à observer une tendance similaire pour le taux débiteur dans le cadre d’une opération de crédit-bail.

Le risque “ matériel ” et la durée de la relation de clientèle

Pour mesurer les risques relatifs au matériel dont l’évaluation repose essentiellement sur des éléments qualitatifs, nous retenons deux indicateurs : le caractère standard ou spécifique de l’actif et sa vitesse d’obsolescence [11].

La vitesse d’obsolescence du bien (OBS) est mesurée par une variable indicatrice égale à 1, si la dépréciation du bien est lente et 0 dans le cas contraire. La rapidité d’obsolescence s’apprécie par la durée de vie du bien et conditionne l’existence d’un marché secondaire actif. La typologie proposée par Maheu et Maige (1998), reprise dans le tableau 5, met en relation la vitesse d’obsolescence du matériel et sa valeur de revente sur le marché secondaire. En nous basant sur ces données, nous apprécions, pour chaque contrat de crédit-bail, l’existence ou non d’une garantie “matériel” pour le crédit-bailleur, en fonction de l’ampleur de la valeur vénale espérée de l’actif : nous opposons les matériels de transport industriel, les autocars, le matériel d’imprimerie..., etc., à des matériels à obsolescence plus rapide : informatique, bureautique…, etc.

La spécificité du matériel (SPE) est également mesurée par une variable indicatrice. Elle est égale à 1 si l’actif est spécifique et à 0 dans le cas contraire. La difficulté tient alors à l’appréciation du degré de spécificité, qui est fonction du caractère “sur mesure” de l’actif, adapté à l’utilisation que le preneur en fait. Selon Bultel (1994) et Worthington (1995), la spécificité d’un actif s’évalue en fonction de l’étroitesse de son marché secondaire, ce qu’il est difficile de rendre compte dans notre étude, en l’absence d’informations pertinentes. Nous avons par conséquent évalué le caractère spécifique d’un actif parle nombre d’utilisateurs potentiels du bien, qui se limitent soit au secteur d’activité (cas d’un degré de spécificité élevé) ou qui peuvent appartenir à d’autres secteurs d’activités (cas d’un degré de spécificité faible). Nous aboutissons à la typologie suivante qui reprend quelques types de matériel :

matériels spécifiques : matériel d’imprimerie, autocars, machines-outils…;
matériels non spécifiques : matériel industriel roulant (sauf autocar), benne, chariot élévateur, pelle, matériel informatique…

Tableau 5
typologie des matériels et des équipements

IMGIMGTableau 5 : typologie des matériels ...IMGIMF

IMGIMGT ableau 6 : variables explicatives ...IMGIMF

La troisième variable considérée dans l’étude empirique est la nature de la relation de clientèle bailleur-preneur. Pour en apprécier l’existence et l’intensité, nous considérons l’antériorité des informations comptables et financières dont dispose le crédit-bailleur sur les firmes ayant conclu un contrat de crédit-bail, durant la période considérée. Nous utilisons une variable binaire RCLIENT, qui prendra la valeur 1 si les documents internes du crédit-bailleur font apparaître un historique d’informations sur la firme et qui sera égale à 0 dans le cas contraire.

Remarquons enfin que le financement intégral de l’investissement est moins vrai depuis quelques années, comme le souligne Mordaunt-Crook (1996); les défaillances en chaîne des années 90 ont conduit les crédit-bailleurs à resserrer leurs critères d’acceptation et à couvrir davantage le risque des opérations. Aussi, les contrats s’accompagnent plus souvent d’un premier loyer majoré. Dans notre échantillon, 16 entreprises ont du satisfaire le paiement d’une première redevance majorée et 7 entreprises bénéficient de redevances dégressives [12] : une telle structure des loyers favorise une récupération plus rapide du montant financé par le crédit-bailleur et réduit le risque de l’opération. Nous proposons alors d’intégrer une variable de contrôle, LOYM, égale à 1 si la firme verse des redevances majorées ou dégressives et égale à 0 dans le cas contraire. On s’attend à ce que la relation entre la variable LOYM et le taux débiteur exigé soit négative : dans la mesure où le capital financé est plus rapidement recouvert par le crédit-bailleur en présence de loyers dégressifs et majorés, toutes choses égales par ailleurs, le taux débiteur sera plus faible. De même, l’entreprise doit disposer d’une trésorerie suffisante pour satisfaire le paiement d’un loyer majoré et, en étant capable de le verser, elle sesignale auprès ducrédit-bailleur [13]. Ce mécanisme permettrait alors de discriminer les bons risques des mauvais risques et devrait avoir une influence dépressive sur le taux débiteur [14].

Les mesures des variables utilisées dans l’étude empirique sont reprises dans le tableau 6.

Pour la mise en place des tests économétriques, les données comptables ont fait l’objet d’une analyse préliminaire qui a consisté à mettre en évidence les problèmes de mesure des variables (fonds propres et EBE négatifs) et les points extrêmes. L’échantillon initial comportait trois entreprises présentant des fonds propres négatifs et neuf entreprises ayant un EBE négatif. Pour minimiser le risque de biais des résultats par les valeurs extrêmes et aberrantes, nous avons choisi d’éliminer les 3 entreprises présentant des fonds propres négatifs. Pour les variables “ levier d’endettement”, “capacité de remboursement”, “frais financiers sur EBE” et “ampleur de la trésorerie ”, les distributions ont été bornées afin que les valeurs extrêmes n’influencent pas les résultats obtenus. La plage de valeurs maximales est limitée par un seuil, déterminé de façon empirique en fonction du faible nombre d’observations dépassant ce seuil. Nous présentons les statistiques descriptives pour l’échantillon retenu dans le tableau 7.

L a lecture des statistiques descriptives fait apparaître des disparités entre les entreprises concernant l’ampleur du levier d’endettement, le ratio de couverture des frais financiers et de fait leur capacité d’endettement [15]. Par ailleurs, l’examen des coefficients d’asymétrie et d’aplatissement nous renseigne sur les caractéristiques des distributions des différentes variables, qui sont fortement asymétriques (comme la variable CREMB, LEVIER et FF/E B E ), platicurtiques ( coefficient d’aplatissement inférieur à 3) et leptocurtiques (coefficient d’aplatissement supérieur à 3). La normalité des variables est donc à exclure. Il en estde même pour les tests d’hypothèse qui sont basés sur cette hypothèse de normalité. Nous exposons dans le pointsuivant laméthodologied’estimationutilisée.

Présentation du modèle économétrique et de la méthode d’estimation

Nous proposons de tester empiriquement sur notre échantillon d’entreprises un modèle économétrique retraçant l’ensemble des facteurs explicatifs de l’ampleur du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur.

Le test, qui met en relation l’ampleur du taux de crédit-bail et les différents déterminants l’influençant – le risque “matériel”, le risque de crédit du preneur et la nature de la relation bailleur /preneur – est repris ci-dessous et sera effectué sur l’échantillon de 70 contrats :

i représente chaque individu de la population On s’attend à ce que le taux débiteur soit d’autant plus important que la vitesse d’obsolescence de l’actif est rapide et qu’il est spécifique, et ce pour rémunération d’un risque “matériel” plus conséquent. Au contraire, on anticipe une minoration du taux débiteur lorsque le risque de signature du locataire est faible ou inexistant ; dans le modèle, il s’apprécie au travers de différentes variables (la capacité de remboursement, la trésorerie, le niveau d’endettement, la capacité à supporter des paiements fixes et la taille). La présence d’un premier loyer majoré ou de loyers dégressifs doit avoir quant à elle une influence dépressive sur le taux débiteur. Enfin, la durée de la relation de clientèle s’inscrit dans une perspective de réduction de l’asymétrie d’information sur le crédit-preneur et doit s’accompagner d’une diminution du taux débiteur exigé.

L’estimation du modèle s’est faite par les moindres carrés ordinaires. É tant données la forme particulière des distributions des résidus qui sont non-gaussiens et la taille de l’échantillon, les tests d’hypothèse ont été effectués par une procédure de type “bootstrap ” [16]. Elle permet dans notre cas d’améliorer la qualité de l’inférence statistique dans le modèle de régression. Dans la présentation des résultats, nous ferons figurer les probabilités critiques obtenues par procédure “bootstrap” lorsqu’elles font apparaître des différences significatives de celles obtenues dans la régression de base.

Tableau 7
statistiques descriptives

IMGIMGTableau 7 : statistiques descriptive...IMGIMF

Les déterminants du taux débiteur : les résultats empiriques

Pour la mise en place des tests empiriques, nous avons procédé en deux étapes : nous avons tout d’abord considéré uniquement les variables – qualité du matériel, risque de signature du crédit-preneur et durée de la relation de clientèle –. L’influence du pouvoir de monopole du crédit-bailleur a ensuite été étudiée pour un sous-échantillon d’entreprises dont nous expliciterons les caractéristiques et la méthode de sélection.

Les déterminants du coût du crédit-bail

Préalablement à l’estimation du modèle, nous avons établi un diagnostic de la colinéarité. Pour ce faire, nous avons utilisé l’index de conditionnement de Besley, Kuh et Welsch (1980) [17]. Nous obtenons un index de conditionnement de 10,624 ; bien qu’il indique une multicolinéarité modérée, nous choisissons de supprimer la variable TAILLE qui est la plus colinéaire avec les autres variables du modèle. Sa suppression ramène l’index de conditionnement à un niveau inférieur (9,176). Les résultats obtenus sont résumés dans la première colonne du tableau 8.

Les résultats du modèle de régression confirment la sensibilité du taux débiteur aux deux déterminants que sont la qualité du matériel et le risque de signature du preneur. Celui-ci sera d’autant plus faible que la vitesse d’obsolescence du matériel est lente et que l’actif est transposable à d’autres utilisateurs (le coefficient de la variable SPE est de signe conforme à celui attendu mais n’est pas significatif); lapropriété du bien confère dans ce cas une sûreté réelle au crédit-bailleur s’il y a résiliation du contrat avant son terme. Si le risque “ matériel ” influence en partie la formation du taux débiteur, l’appréciation du crédit-bailleur portera également sur le risque de crédit du preneur. Bien que seule la variable “trésorerie” soit significative dans le modèle, le signe des coefficients observés pour les autres variables est conforme à celui attendu.

Tableau 8
les déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur

IMGIMGTableau 8 : les déterminants du taux...IMGIMF

Ainsi, plus la capacité de remboursement de la firme, sa trésorerie et la couverture des frais financiers par les surplus d’exploitation sont importants et plus le taux débiteur diminue en raison d’un risque de signature réduit. Notons cependant que le levier d’endettement n’influence pas significativement l’ampleur du taux débiteur. Le crédit-bailleur paraît par conséquent peu sensible au niveau d’endettement delafirmeà ladifférenceducréancier bancaire. Il s’attacherait davantage à l’analyse du compte de résultat qu’à une structure déséquilibrée du bilan ou à une insuffisance des fonds propres, sans doute parce qu’il bénéficie d’une sûreté réelle en cas de défaut du locataire.

L’antériorité dela relationcommercialeaquant à elle un effet dépressif sur le taux débiteur, conformément aux résultats de Berger et Udell (1995); il en est de même pour les redevances dégressives ou les premières redevances majorées (le coefficient n’est cependant pas significatif au seuil de 10%). Considérés comme des apports fournis par la firme, les loyers majorés permettent au crédit-bailleur de recouvrer plus rapidement sa créance et pourraient favoriser la discrimination des bons et des mauvais risques.

Indépendamment d’un argument de cherté, la décision crédit-bail /emprunt bancaire pour la firme peut se fonder sur les gains financiers associés au crédit-bail (financement intégral, modulation des loyers, préfinancement de la TVA) ou sur l’indisponibilité ducrédit bancaire. Si tel est lecas, le preneur, rationné en crédit bancaire, va solliciter le crédit-bailleur qui constitue le prêteur de dernier recours, en raison de la particularité de l’opération qui lui fournit une garantie efficace et un droit d’exclusivité (Krishnan et Moyer, 1994). Si l’élargissement de son offre peut être bénéfique aux entrepriseslesplusrationnéesen crédit bancaire, elle lui confère un pouvoir de marché : la firme devient captive du crédit-bailleur et le pouvoir de monopole dont il dispose alors l’autorise à prélever une part plus importante de la rente dégagée par la firme en pratiquant un taux débiteur plus élevé. Pour rendre compte empiriquement de l’influence du pouvoir de monopole du crédit-bailleur sur l’ampleur du coût du crédit-bail, nous avons développé une deuxième série de tests que nous détaillons dans le point suivant.

Rationnement du crédit et pouvoir de monopole du crédit-bailleur

Pour mettre en évidence le lien entre le pouvoir de marché du crédit-bailleur et la majoration du taux débiteur, nous proposons pour les tarifications les plus élevées d’en identifier les causes et d’évaluer si elles sont dérivées ou non d’un rationnement en crédit bancaire. L’étape préalable à la mise en place des tests empiriques est la constitution des groupes d’entreprises au sein de l’échantillon initial.

La constitution des groupes d’entreprises

Pour attester d’une tarification du crédit-bailleur différente, la sélection des groupes peut s’opérer de deux façons. La première privilégie une agrégation des individus qui s’effectue selon les caractéristiques communes qu’ils présentent (solidité financière versus fragilité financière) ; la deuxième possibilité consiste à partitionner l’échantillon selon l’ampleur du taux d’intérêt. Dans ce cas, le seuil à considérer pour isoler les groupes d’entreprises est difficile à identifier et à justifier, ce qui n’est pas le cas lorsque les groupes ont été constitués après partionnement de la population globale selon des caractéristiques discriminantes. Nous privilégions dans l’analyse la première approche et nous faisons figurer en annexe 2 les résultats obtenus lorsque les groupes sont constitués selon une valeur seuil du taux débiteur.

Le partionnement de l’échantillon initial repose sur la formation de groupements, qui est une approche aidant à repérer d’éventuelles structures d’association entre les variables explicatives ou les individus, dans un échantillon : les partitions produites à l’issue des regroupements permettent alors d’orienter l’exploitation et de dégager une première tendance. Dans notre cas, son utilisation favorise une sélection des individus ayant des caractéristiques communes, justifiant une tarification spécifique du crédit-bailleur.

S’agissant des méthodes de classification, les groupements peuvent se faire par recherche directe d’une partition ou paragglomération progressive des éléments deux à deux. Pour effectuer notre classification, nous utilisons une variante de la technique des nuées dynamiques : la méthode des “ k-means ” introduite par Mac Queen (1967) [18].

Cette méthode de partitionnement de la population exige une définition préalable du nombre de classes. Nous en définissons 6. Ce choix n’est pas arbitraire mais il est guidé par la volonté de ne pas multiplier leur nombre, ce qui rendrait difficile une interprétation des résultats, bien que les différences observées puissent être riches de renseignements [19]. Remarquons enfin que l’utilisation des méthodes de partitionnement nécessite au préalable de standardiser les variables [20] lorsque les données sont mesurées sur des échelles de nature différente. La standardisation permet d’attribuer un même poids aux variables intégrées dans l’analyse.

Sur la base des caractéristiques des entreprises auxquelles nous associons le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur, nous identifions 6 classes distinctes dont le nombre d’observations par classe est repris en annexe 3. Pour déterminer les variables explicatives du classement obtenu, nous utilisons l’analyse de la variance inter et intraclasse pour les cinq variables, caractérisant le risque de crédit de chaque firme (le levier d’endettement, la part des frais financiers dans l’EBE, la trésorerie, la taille, la capacité de remboursement) et le taux débiteur. Toutes les variables retenues permettent une discrimination significative des sous-groupes d’entreprises comme en témoignent les résultats repris en annexe 4 [21]. Au sein de cette population d’entreprises, nous identifions deux profils types qui correspondent à une tarification particulière du crédit : les entreprises de la classe 2 et 3 subissent les taux les plus bas, à la différence des classes restantes (classe 1,4,5 et 6) [22].

En agrégeant les individus pour chacune des sous-classes identifiées, nous produisons une analyse de leur profil à partir de la valeur moyenne des variables de contrôle, calculée sur la base du nombre d’individus constituant chaque groupe. Nous y avons inclus la valeur moyenne du taux débiteur, variable discriminant les deux groupes d’entreprises. Les résultats obtenus pour les deux groupes d’entreprises (17 entreprises subissant des taux élevés et 53 entreprises pour lesquelles la tarification estplusfaible) sontrepris enannexe 5.

Le test de Wilcoxon – Mann Whitney [23] permet de conclure à des différences significatives entre les deux groupes d’entreprises, pour toutes les variables à l’exception de la taille, attestant d’une tarification basée sur l’examen de la solidité financière de la firme et de sa capacité à honorer ses décaissements contractuels. À partir de ces observations, nous avons cherché à recenser les variables explicatives d’une tarification plus forte du crédit-bailleur.

L’existence d’un pouvoir de monopole du crédit-bailleur

Pour mettre en évidence l’origine d’une tarification différente du crédit-bailleur, nous avons développé un modèle logistique où la variable dépendante est la probabilité que la firme appartient au groupe d’entreprises pour lequel le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur est plus élevé (TDE). Les variables explicatives considérées concernent l’évaluation du risque matériel (obsolescence et spécificité) et du risque utilisateur (levier d’endettement, frais financiers sur EBE, ampleur de la trésorerie) [24], ainsi que la structure des loyers et l’antériorité de la relation crédit-bailleur - entreprise. Les résultats sont repris dans le tableau 9. Nous remarquons que seuls l’ampleur de la trésorerie et le ratio frais financiers sur EBE ont un impact significatif sur la probabilité que la firme supporte un taux débiteur élevé : elle est croissante avec la fragilité financière de la firme (mauvaise couverture des charges financières et structure déséquilibrée de la trésorerie). Par ailleurs, un levier d’endettement important va influencer positivement le taux du crédit-bail ; le coefficient est néanmoins non significatif ( p-value = 0,155). L es autres coefficients, bien que non significatifs, ont un signe conforme à celui attendu [25].

L’accroissement du taux débiteur pour ces entreprises se justifiepar la majorationde la primede risque de signature du preneur. Elle pourrait également trouver son origine dans la rente de monopoledu bailleur, lorsque l’excès d’endettement ou une plus grande probabilité de défaillance écartent ces entreprises d’un crédit bancaire traditionnel et fait du crédit-bail la solution de financement de dernier recours. Si cette hypothèse a souvent été avancée dans la littérature (Sharpe et Nguyen, 1995) et confortée par une analyse des politiques de demande, la difficulté dans le cadre de notre étude repose sur l’isolement des deux effets à l’origine de la majoration du taux débiteur.

T ableau 9
rationnement de crédit et majoration du taux débiteur

IMGIMGT ableau 9 : rationnement de crédit ...IMGIMF

Pour apporter une analyse complémentaire, une réestimation du modèle initial, dont les résultats figurent à la seconde colonne du tableau 8, a été effectuée selon la méthode en deux étapes de Heckman (1979). La pertinence de son utilisation repose sur le traitement de la sélection de l’échantillon. En effet, l’ampleur du taux débiteur qui est la variable dépendante du modèle permet de discriminer les groupes d’entreprises décrits précédemment ; de fait, pour reéstimer le modèle initial en corrigeant le problème d’endogénéité de la variable permettant de constituer les groupes d’entreprises (l’ampleur du taux débiteur), nous nous sommes référés à l’analyse de Heckman (1979). Dans une première étape et à l’aide d’un modèle probit ordinaire, nous avons estimé la probabilité de subir un taux élevé, en fonction des variables explicatives considérées précédemment. Ensuite, le régresseur de sélection qui se calcule en prenant l’inverse du ratio de Mills a été intégré dans l’équation de détermination de l’ampleur du taux débiteur et l’équation globale a été estimée par les moindres carrés ordinaires en différenciant les deux groupes d’entreprises [26] (les coefficients des variables sont présentés dans deux colonnes identifiant les groupes d’entreprises). Nous avons par ailleurs affiné le test initial en excluant les variables dichotomiques RCLIENT et LOYM, variables colinéaires avec la variable OBS, lorsque l’échantillon initial est scindé en groupes distincts d’entreprises [27].

Nous avons également suppriméla variable CREMB (la capacité de remboursement) dont le calcul peut être redondant avec les autres variables permettant d’attester de la solidité financière de la firme. De même, les variables ne présentant pas de coefficients différentiels significatifs n’ont pas été distinguées selon le groupe d’appartenance de l’entreprise (taux faible versus taux élevé), puisque leur intégration n’apportait pas d’information complémentaire. Les résultats fournis par le test 2, présentés dans le tableau 8, affinent l’analyse de la politique de tarification du crédit bailleur : la prime de risque différentielle est évaluée pour les entreprises subissant des taux d’intérêt plus élevés à 1,53% et son ampleur est croissante avec le risque matériel (la spécificité de l’actif accroît la prime de risque exigée par le crédit-bailleur, alors qu’une vitesse d’obsolescence lente réduit cette dernière) et décroissante avec l’ampleur de la trésorerie de l’entreprise. Les effets observés confirment la sensibilité du taux débiteur aux deux dimensions “ risque matériel-risque utilisateur ”, tendance plus marquée pour les entreprises présentant une moins bonne solidité financière.

Conclusion

Cette recherche apporte un éclairage nouveau à l’analyse des déterminants du tauxdébiteur exigé par le crédit-bailleur. Appuyé par une vérification empirique sur des données contractuelles, notre travail a permis de confirmer l’influence sur le taux débiteur exigé par le crédit-bailleur des deux composantes risque “matériel”- risque “ utilisateur ”. La qualité du matériel, appréciée par sa vitesse d’obsolescence et sa spécificité, exerce une influence dépressive sur le taux de rentabilité exigé par le crédit-bailleur. Celui-ci sera d’autant plus faible que le risque de signature du créditpreneur est réduit et que la relation de clientèle bailleur-preneur s’inscrit dans la durée. La rente de monopole du crédit-bailleur sur les firmes privées de financements par emprunt bancaire peut par ailleurs expliquer une majoration du taux débiteur.

Si l’intérêt de cette étude réside dans l’approche plus pragmatique des politiques d’offre de crédit-bail, elle pourrait être prolongée et prendre appui sur des mesures fines du rationnement de crédit : l’analyse des déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur introduit l’existence d’une rente de monopole du bailleur, sans pour autant l’isoler complètement. Elle aurait pour origine le rationnement en crédit bancaire, une situation principalement identifiée dans notre étude par un excès d’endettement et une probabilité de défaillance plus importante. Une façon plus immédiate de mesurer l’intensité du rationnement de crédit serait de procéder par questionnaires ou entretiens auprès des preneurs, d’évaluer si l’indisponibilité du crédit bancaire est à l’origine de leur choix de financement et de voir dans quelle mesure le rationnement du crédit affecte le coût de la source de financement alternative.

Annexe 1 : caractéristiques des entreprises présentes dans l’échantillon

IMGIMGRépartition sectorielle des entrepri...IMGIMF

Annexe 2 : sélection des groupes d’entreprises

Nous fournissons des tests complémentaires basés sur un découpage de la population globale selon l’ampleur du taux débiteur, en considérant pour cette variable, d’une part le dernier quartile, qui constitue le groupe d’entreprises subissant les taux débiteurs les plus élevés et, d’autre part, les trois premiers quartiles regroupant les firmes ayant des taux plus bas. Nous faisons figurer ci-dessous pour ces deux groupes d’entreprises, les valeurs moyennes des différentes variables.

Statistiques descriptives

Le test de Wilcoxon – Mann Whitney permet de conclure à des différences significatives entre les deux groupes d’entreprises, pour toutes les variables considérées à l’exception du ratio de couverture des frais financiers par l’EBE et de l’ampleur de la trésorerie, attestant d’une tarification basée sur l’examen de l’équilibre financier de la firme (ampleur du levier d’endettement) et de sa capacité à honorer ses décaissements contractuels.

IMGIMGGroupe 1 : 18 entreprises subissant ...IMGIMF

IMGIMGGroupe 2 : 52 entreprises subissant ...IMGIMF

Régression logistique

Les résultats du modèle logistique sont identiques au test portant sur les groupes identifiés après partitionnement de la population, puisque nous observons à nouveau que le levier d’endettement constitue un facteur explicatif d’une tarification élevée ; le coefficient de la variable “ frais financiers sur EBE ” a le signe attendu mais n’est plus significatif. De même, la probabilité de tarification élevée décroît lorsque la vitesse d’obsolescence du bien est lente.

Rationnement de crédit et majoration du taux débiteur

Les “ t” de Student figurent entre parenthèses. La signification des coefficients est symbolisée par des étoiles. *** indique une signification au seuil de 1%, ** une signification au seuil de 5% et * au seuil de 10%. Dans le cas du modèle logistique, le test de Wald permet de tester la signification des coefficients. La statistique de Wald est égale à : W V est =⁻ β^' 1 où β_est représente les coefficients estimés et V, la matrice de variancecovariance des coefficients estimés. Ce test est une approximation asymptotique du test traditionnel de Student. W représente en fait le carré du “ t ” de Student. L’inférence dans la régression logistique reposera alors sur le test classique de Student.

Probabilité que la firme appartienne au groupe d’entreprises subissant une tarification élevée du crédit-ba il =

IMGIMGVariables indépendantes TDE
C-0,194...IMGIMF

Annexe 3 : constitution des groupes d’entreprises

Le partitionnement de la population globale repose sur une définition préalable du nombre de classes que nous avons fixé à 6.

IMGIMGClasse Effectif par classe
1 1
2 1...IMGIMF

Annexe 4 : analyse de la variance inter et intraclasses

L’analyse de la variance inter et intraclasse pour les 5 variables de contrôle et le taux débiteur permet de mettre en évidence les variables explicatives du regroupement des entreprises par classes distinctes et d’expliquer les différences entre les groupes d’entreprises.

IMGIMGMoyennedes carrés F Signification
I...IMGIMF

Annexe 5 : constitution des groupes d’entreprises

Groupe 1 : 17 entreprises de l’échantillon présentant des taux débiteurs plus élevés

Le groupe 1 est constitué des 17 firmes appartenant aux classes 1,4,5 et 6, identifiées comme subissant les taux débiteurs les plus élevés, comparativement aux autres firmes constituant l’échantillon.

IMGIMGMoyenne Médiane Écarttype Minimum Ma...IMGIMF

Annexe 6 : résultats du test de Wilcoxon – Mann Whitney

Ce test non-paramétrique permet de vérifier l’existence d’une différence significative entre les médianes des deux groupes d’entreprises pour les différentes variables de contrôle.

IMGIMGptotique
U de Mann-Whitney Wde Wilc...IMGIMF

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NOTES

[(*)]

LABORES (URA 362) -Université Catholique de Lille. Email : mmcfilareto@ aol. com

[(1)]

La propriété du bien joue dans ce cadre un rôle actif, en garantissant au crédit-bailleur un droit d’exclusivité sur le matériel financé.

[(2)]

Comme le souligne Bruneau (2000), pour les créances antérieures au jugement d’ouverture, le crédit-bailleur ne récupère qu’un faible montant. Il trouve cependant la garantie, dans sa qualité de propriétaire du bien loué qui lui permet de revendiquer le bien, d’éviter la lenteur du processus de défaillance et de recouvrer en partie sa créance.

[(3)]

Cinq entretiens ont été réalisés auprès de filiales de crédit-bail durant la période de mars à juin 2000.

[(4)]

Lease et alii (1990) montrent dans le cadre du marché américain que la valeur de revente du bien en cas de défaut du preneur réprésente en moyenne 37,8% du prix d’achat du bien. Ramenée au montant des loyers restant dus (estimé à 59% de la valeur d’achat du bien), la part recouverte par le crédit-bailleur représente 64% du montant accordé. Pour comparaison, Malécot (1992) sur le marché français estime que le taux de recouvrement des créances bancaires est de l’ordre de 38%. Lease et alii (1990) montrent par ailleurs que 12 mois s’écoulent entre la défaillance de la firme et le moment où le crédit-bailleur recouvre sa créance par la revente de l’actif.

[(5)]

Sharpe (1990) a mis en évidence un phénomène de « hold-up » dont l’origine est la rente informationnelle de la banque principale qui interdit alors à une entreprise de se dégager de la relation de clientèle sous peine de se voir refuser un accord de crédit par les autres banques sollicitées. Ces dernières interpréteront la rupture de la relation comme un signal émis par la banque principale pour un mauvais risque.

[(6)]

Teurlai (2000) montre que le taux d’utilisation du crédit-bail est d’autant plus important que l’entreprise est petite.

[(7)]

Le taux appliqué à chaque opération de crédit-bail a été recalculé en fonction des différents paramètres qui sont la valeur initiale du bien, les redevances mensuelles, la durée contractuelle et la valeur résiduelle, selon la formule suivante :

M représente la valeur initiale du bien, VR la valeur résiduelle négociée, m la durée contractuelle exprimée en nombre de mois et R_t, les redevances mensuelles dont le montant peut varier en fonction de la structure des redevances (dégressives ou progressives). La variable r constitue le taux de rentabilité du crédit-bailleur, qui tel qu’il est calculé, fournit le taux effectif global mensuel, à partir duquel nous avons recalculé le taux équivalent annuel. Pour certains contrats, il existe des premiers loyers majorés qui sont versés à terme à échoir et qui viennent par conséquent minorer le montant du financement alloué.

[(8)]

L’échantillon initial comportait trois entreprises présentant des fonds propres négatifs et neuf entreprises ayant un EBE négatif. Pour minimiser le risque de biais des résultats par les valeurs extrêmes et aberrantes, nous avons choisi d’éliminer les 3 entreprises présentant des fonds propres négatifs. De même, nous avons privilégié cette mesure du levier d’endettement plutôt que la mesure concurrente qui consiste à rapporter les dettes au total passif. Si cette dernière permet de borner le ratio entre 0 et 1, en l’absence de fonds propres négatifs, elle présente l’inconvénient d’intégrer l’ensemble des dettes d’exploitation et hors exploitation. De fait, elle ne fournit pas une mesure directe de l’indépendance financière de la firme vis-à-vis des institutions financières.

[(9)]

Nous avons vérifié au préalable que les entreprises retenues dans l’échantillon présentaient toutes un fonds de roulement positif pour mettre en place cette mesure.

[(10)]

Nous retenons la définition proposée par Gilson (1989) de la défaillance qui se caractérise par une situation où l’entreprise tombe sous le coup d’un redressement judiciaire ou d’une liquidation ; la défaillance se distingue de la difficulté financière qui concerne l’incapacité pour une entreprise de faire face au paiement de ses dettes.

[(11)]

Bien que nous disposons de la marque de chaque matériel, il est difficile d’intégrer cette dimension dans l’analyse, en l’absence d’expertise dans la construction d’une échelle. Dans l’étude économétrique, nous nous sommes limités dans l’appréciation de la qualité du matériel aux deux facteurs cités précédemment.

[(12)]

Les redevances dégressives concernent principalement les opérations impliquant des montants importants.

[(13)]

Si l’entreprise bénéficie d’une reprise de son ancien matériel par son fournisseur, elle peut verser le montant de la reprise comme premier loyer majoré.

[(14)]

Un dernier élément va influencer le taux débiteur : l’ampleur de la valeur résiduelle, qui représente la valeur du capital non amorti par le paiement des loyers. En fait, plus la valeur résiduelle sera importante et plus les redevances diminueront, pour un taux débiteur inchangé. Cependant, plus elle sera élevée et plus le risque à la sortie de l’opération sera fort pour le bailleur; ce dernier peut alors majorer le taux, s’il prend un risque de valeur résiduelle. En fait, la valeur résiduelle consentie au locataire va dépendre à la fois de la qualité du bien (déterminée par sa vitesse d’obsolescence et sa spécificité) et de son risque de signature. Pour éviter de capter d’éventuelles relations de colinéarité dans le modèle économétrique, la valeur résiduelle ne sera pas intégrée parmi les déterminants du taux débiteur exigé par le crédit-bailleur.

[(15)]

Ce constat repose sur un examen des coefficients d’asymétrie.

[(16)]

Les tests d’inférence classiques (test de Fisher, Student..) réalisés dans le modèle de régression reposent sur l’hypothèse de normali té des er reurs. Cett e hypothèse n’est pas indispensable afin d’obtenir des estimateurs sans biais mais elle permet de mettre en place les tests statistiques. En l’absence de normalité des résidus, il est alors délicat de construire les tests d’hypothèse, comme celui du test de Student qui repose sur cette hypothèse de normalité des erreurs. Ces derniers ont par conséquent été réalisés par une approche de type « bootstrap ». Flachaire (1999) en propose une définition : « Dans les modèles de régression, le principe du bootstrap consiste à spécifier un processus générateur de données en remplaçant les paramètres et distributions de probabilités inconnus dans le modèle par des estimations empiriques de ces derniers. La distribution de probabilité de la statistique de test sous ce processus générateur de données est appelée « loi bootstrap ». On calcule un test bootstrap ou une probabilité en utilisant la loi bootstrap pour loi nominale. ».

[(17)]

L’index de conditionnement de Besley, Kuh et Welsch (1980) est construit à partir de la matrice des produits croisés des variables explicatives (X’X). Il se définit comme la racine carrée du rapport entre la plus grande valeur propre et la plus petite valeur propre de la matrice (X’X). Selon les propositions de Besley, Kuh et Welsch (1980), lorsque l’index de conditionnement est compris entre 10 et 30, il y a une multicolinéarité modérée ; lorsque cet index dépasse 30, la multicolinéarité est forte et peut biaiser alors les estimations fournies par le modèle. Lorsqu’elle est importante, les variables à l’origine du phénomène de colinéarité et les moins explicatives du phénomène étudié doivent être supprimées (Greene, 1997).

[(18)]

Le principe des méthodes de partitionnement est présenté dans l’ouvr age de Thiétart R.A et collègues ( 1998), « Méthodes de recherche en management », éditions Dunod, 535 pages.

[(19)]

Quel que soit le nombre prédéterminé de classes, nous remarquons que les variables explicatives des différences d’appartenance restent identiques.

[(20)]

La standardisation consiste à centrer et à réduire les variables. Les nouvelles variables ainsi obtenues ont une moyenne nulle et un écart type égal à l’unité.

[(21)]

Une variable est explicative de la différence existante entre les entreprises de la classe considérée et les entreprises appartenant aux autres classes si la statistique de Fisher est élevée.

[(22)]

L’analyse de la variance inter et intraclasse pour la variable TA (le taux débiteur) fait apparaître une différence significative pour l’ensemble des 6 classes. La valeur de la statistique de Fisher est reprise en annexe 4.

[(23)]

Les résultats du test sont repris en annexe 6. Ce test non paramétrique permet de vérifier l’existence d’une différence significative entre les médianes de deux échantillons indépendants.

[(24)]

Nous avons supprimé la variable CREMB (capacité de remboursement) dont le calcul peut être redondant avec les autres variables permettant d’attester de la solidité financière de la firme.

[(25)]

Nous avons également effectué ce test en découpant la population globale selon l’ampleur du taux débiteur et nous faisons figurer en annexe 2 les résultats obtenus. Ces tests complémentaires portent sur les groupes de firmes constitués, en considérant d’une part le dernier quartile, qui constitue le groupe d’entreprises subissant les taux débiteurs les plus élevés et les 3 premiers quartiles regroupant les firmes ayant des taux plus bas. Les résultats fournis demeurent identiques au test précédent ; les différences observées dans la politique de tarification du crédit-bailleur reposent sur l’examen de la solidité financière de l’entreprise : nous observons, pour le modèle logistique, que le levier d’endettement constitue un facteur explicatif d’une tarification élevée; le coefficient de la variable « frais financiers sur EBE » a le signe attendu mais n’est plus significatif. De même, la probabilité de subir des taux élevés décroît lorsque la vitesse d’obsolescence du bien est lente.

[(26)]

Pour Davidson et MacKinnon (1993), cette régression fournit à la fois un test de sélection de l’échantillon et une technique d’estimation : la significativité du coefficient du régresseur de sélection va être estimée classiquement par un test de Student. Selon ces auteurs, même lorsque la nullité du coefficient du régresseur de sélection ne peut être acceptée, l’utilisation des moindres carrés fournit des estimations convergentes.

[(27)]

L’examen des coefficients de corrélations partielles calculés en différenciant les deux groupes d’entreprises faisait apparaître une corrélation significative entre les variables OBS et RCLIENT (coefficient égal à 0,4081) et les variables OBS et LOYM (coefficient égal à 0,2672). Par contre, les variables OBS et SPE ne présentaient aucune corrélation significative (coefficient égal à 0,0125), ce qui nous a conduit à les conserver dans la régression et à exclure les variables RCLIENT et LOYM.

no 162 2004/1