Structure de propriété et rendements des actions:

Une analyse de l’impact de l’actionnariat familial en Suisse

Nicolas EUGSTER

Chaire de gestion financière

Université de Fribourg

Bd de Pérolles 90

CH - 1700 Fribourg

nicolas.eugster@unifr.ch

+41 26 300 82 48

Structure de propriété et rendements des actions:

Une analyse de l’impact de l’actionnariat familial en Suisse

Version du 27 février 2014

Résumé

Ce papier examine la relation entre la structure de la propriété des entreprises et la rentabilité

de leurs actions, pour un échantillon de 185 entreprises cotées au Swiss Exchange pour la

période 2003-2010. La distinction est faite entre les firmes familiales, les firmes à actionnariat

dispersé et celles détenues par un autre grand type d’actionnaire, ainsi qu’entre la génération

de la firme familiale et la participation active de la famille dans la gestion de l’entreprise. Les

résultats de l’étude montrent que des différences dans la structure de la propriété des

entreprises ont une influence non-négligeable sur la valeur des titres et que des stratégies

d’investissement basées sur ces dernières permettent d’obtenir des rendements anormaux

significatifs.

Mots clés : firme familiale, firme à actionnariat dispersé, fondateur, descendant, famille active,

structure de la propriété, rentabilité, performance boursière

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1. Introduction

Ce papier examine l’influence de la structure de la propriété sur les rendements des titres des

entreprises suisses. Alors qu’un nombre non négligeable d’études ont analysé la relation entre

la présence de certains types de grands actionnaires et la performance opérationnelle1, son lien

avec les rendements des actions est peu analysé. En utilisant un grand échantillon comprenant

la quasi-totalité du marché non-financier suisse entre 2003 et 2010, cet article contribue à cette

littérature en analysant l’effet de la structure de la propriété des entreprises sur les rendements

boursiers des titres, en accordant une attention particulière aux caractéristiques des

actionnaires majoritaires.

Ainsi, la plupart des études ayant analysé la relation entre la structure de la propriété et la

rentabilité boursière des titres2, compare généralement les rentabilités des entreprises familiales

à celles des entreprises non-familiales. Cependant, plusieurs distinctions peuvent être faites

pour chacun de ces deux groupes. En effet, il est possible de décomposer les firmes familiales

selon la génération ou selon le fait que la famille soit ou non impliquée dans la gestion. De la

même manière, les firmes non-familiales englobent différentes sortes d’entreprises qui peuvent

elles aussi être distinguées. En effet, une entreprise avec un actionnariat dispersé ne va pas se

conduire de la même façon qu’une entreprise avec un autre type de grand actionnaire comme

l’Etat ou un investisseur privé.

La concentration de l’actionnariat en mains familiales peut avoir diverses implications sur les

coûts d’agence et donc sur la rentabilité de l’entreprise. D’un côté, la propriété par les familles

réduit les problèmes de conflits d’intérêts entre les dirigeants et les actionnaires (problèmes

d’agence I). En effet, les familles visent la pérennité à long terme de leur entreprise et, de par

leur position dominante, peuvent contester toutes décisions n’allant pas dans ce sens. Ce

comportement est donc créateur de valeur pour l’entreprise et ses actionnaires. D’un autre côté,

la présence d’un grand actionnaire ouvre la porte aux conflits d’intérêts entre les actionnaires

minoritaires et l’actionnaire principale (problèmes d’agence II). En effet, ce dernier peut utiliser

son pouvoir pour extraire des bénéfices privés de l’entreprise, ce qui fait diminuer la valeur de

l’entreprise. Suivant les différentes caractéristiques de l’entreprise comme la génération ou la

présence de la famille dans le gestion de l’entreprise, ces deux forces opposées vont se

confronter, ce qui devrait se répercuter sur la valeur boursière des titres.

1 La performance opérationnelle est généralement mesurée avec le ROA (Return On Assets) ou le Q de Tobin. Voir

Demsetz et Villalonga (2001) pour une discussion sur les différences entre les mesures de performance, ainsi que leurs avantages et désavantages. 2 Fahlenbrach (2009), Corstjens et al. (2005, 2006), Sraer et Thesmar (2007), Cella (2009).

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Ce papier enrichit la littérature en analysant des données de panel sur la période de janvier

2003 à décembre 2010 pour un échantillon de 185 entreprises cotées au Swiss Exchange. Bien

que relativement petit par son nombre d’entreprises cotées (227 entreprises domestiques en

2013), le marché suisse fait partie des dix plus grandes places financières du monde en terme

de capitalisation boursière. Il est caractérisé par une forte concentration de la propriété et la

présence de nombreuses entreprises familiales. L’utilisation d’actions à droits de vote

différenciés par les entreprises familiales y est courante afin de séparer le nombre de droits de

vote du nombre de droits aux cash-flows. La Porta et al. (1998) attribuent à la Suisse un score

de 2 sur 5 pour leur index des droits anti-administrateurs. Les actionnaires minoritaires y sont

donc faiblement protégés par la loi. Cependant afin d’attirer des investisseurs étrangers et aussi

étendre leur marché à l’international, les entreprises suisses adoptent volontairement de

bonnes pratiques de gouvernance. C’est pour ces différentes raisons que la Suisse fait un bon

terrain d’analyse pour une étude sur le lien entre la structure de la propriété et le rendement des

titres des entreprises.

J’étudie l’impact de la structure de la propriété sur la rentabilité des titres en utilisant la

méthodologie développée par Gompers et al. (2003). Je construis dans un premier temps des

portefeuilles avec des titres regroupant les mêmes caractéristiques de structure de la propriété,

comme les firmes familiales, les firmes à actionnariat dispersé ou encore les firmes familiales

au stade du fondateur pour n’en citer que quelques-uns. Puis je crée des stratégies

autofinancées qui achète un type de portefeuille et vend à découvert un autre type. J’utilise

ensuite le modèle à quatre facteurs de Fama et French (1992, 1993) et Carhart (1997) pour

vérifier si les rendements des portefeuilles et des stratégies sont anormaux, c’est-à-dire si les

rentabilités ne sont pas expliquées par l’exposition aux différents risques.

Les résultats principaux de l’étude montrent que (1) les entreprises familiales ont une rentabilité

boursière supérieure aux entreprises à actionnariat dispersé et aux entreprises ayant un autre

grand type d’actionnaire, (2) la génération de l’entreprise familiale, ainsi que la présence active

de la famille au sein de la gestion de l’entreprise influence la rentabilité des titres, (3) la création

de stratégies d’investissement basées sur les différentes structures de la propriété rapporte des

rendements anormaux positifs, et ce même après la prise en compte des facteurs de risque, (4)

la relation entre la structure de la propriété et la rentabilité des titres semble être non-linéaire.

Cet article contribue à la littérature existante de deux manières. Premièrement, cette étude est,

à ma connaissance, la première qui analyse l’impact de différents types de structure de la

propriété et plus particulièrement différentes caractéristiques des entreprises familiales sur la

rentabilité boursière des titres. Contrairement aux travaux précédents qui testent uniquement

les firmes familiales contre les non-familiales, mon papier teste et compare plusieurs stratégies

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et bon nombre révèle des rendements anormaux significatifs. Deuxièmement, mon étude

apporte de nouvelles évidences sur la bonne pratique volontaire des entreprises suisses dans

le domaine de la gouvernance et son incidence sur la valorisation par le marché, et ce malgré

un cadre légal en la matière jugé plutôt faible.

Le reste du travail est organisé de la manière suivante : Le chapitre 2 propose une revue de la

littérature sur le sujet. Le chapitre 3 décrit les données et les variables utilisées dans l’analyse.

Le chapitre 4 présente les statistiques descriptives et les tests de comparaison de moyennes.

Le chapitre 5 décrit la méthodologie utilisée pour tester les hypothèses. Le chapitre 6 montre

les principaux résultats. Le chapitre 7 présente les tests de robustesse. Le chapitre 8 résume et

conclut l’étude.

2. Revue de littérature

Les milieux académiques s’accordent généralement pour citer l’ouvrage de Berle et Means

(1932) comme point de départ au débat sur la propriété et le contrôle des entreprises. Ces

derniers postulent que les entreprises aux Etats-Unis ont un actionnariat très largement

dispersé (widely held), c’est-à-dire que la propriété de leur capital est divisée entre un grand

nombre de petits actionnaires, alors que le contrôle est principalement concentré entre les

mains des dirigeants de l’entreprise3. Cette divergence entre la propriété de l’entreprise par un

grand nombre de petits actionnaires et sa gestion par des dirigeants professionnels ouvre la

porte aux problèmes dits d’agence, c’est-à-dire à l’extraction de bénéfices privés par les

dirigeants au détriment des vrais propriétaires de l’entreprise. Cette image de l’entreprise à

actionnariat dispersé influencera la façon de penser durant plusieurs décennies. Dans les

années huitante, plusieurs auteurs4 viennent contester ce point de vue. Selon les résultats de

Demsetz (1983), l’image de l’entreprise à actionnariat dispersé ne concernerait que les plus

grosses entreprises américaines. Les Etats-Unis n’est pas le seul pays qui suscite l’intérêt de la

recherche académique dans ce domaine. Dans les années nonante, la structure de la propriété

de bon nombre de pays est analysée5. Les résultats indiquent la présence de grands

actionnaires dans un grand nombre d’entreprises cotées et que ceux-ci sont généralement des

familles. La Porta et al. (1999) comble l’absence d’une analyse systématique et comparative en

analysant la structure de la propriété des 20 plus grandes entreprises cotées de 27 pays

développés. Pour l’ensemble de leur échantillon, ils trouvent qu’environ 30% des entreprises

3 Le terme d’entreprise à actionnariat dispersé utilisé dans la suite de cet article fait référence à cette définition.

4 Eisenberg (1976), Demsetz (1983), Demsetz et Lehn (1985), Morck et al. (1988), Holderness et Sheehan (1988),

McConnell et Servaes (1990). 5 Franks et Mayer (2001), Gorton et Schmid (1996) pour l’Allemagne ; Prowse (1992) pour le Japon ; Gerson et Barr

(1991) pour l’Afrique du Sud ; Craswell et al. (1997) pour l’Australie ; Xu et Wang (1999) pour la Chine.

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ont une famille détenant plus de 20% des droits de vote, 34% ont un autre grand type

d’actionnaire et 36% ont un actionnariat dispersé. Cette concentration est davantage accentuée

dans les pays avec une faible protection des actionnaires. Becht et Barca (2001) étudient la

séparation entre la propriété et le contrôle pour 7 pays européens. Ils trouvent que mise à part

le Royaume-Uni, tous les autres pays analysés ont un actionnariat concentré, principalement

entre des mains familiales. Faccio et Lang (2002), puis Barontini et Caprio (2006) confirment

ces résultats en analysant respectivement 13 pays d’Europe de l’Ouest et 11 pays d’Europe

continentale. Claessens et al. (2000) analysent la structure de la propriété de 9 pays d’Asie de

l’Est et trouvent qu’environ deux tiers des entreprises sont contrôlées par une famille ou un

autre type d’individu. Alors que le monde scientifique s’accordait sur la présence d’une

concentration de l’actionnariat quasiment unanime à travers le monde, à l’exception de

quelques pays comme les USA et le Royaume-Uni dont la protection des actionnaires est

supérieure, certains auteurs, comme Anderson et Reeb (2003), Gadhoum et al. (2005),

Villalonga et Amit (2009) ou encore Holderness (2009) viennent contester ce dernier point de

vue. Ils affirment que la structure de la propriété aux Etats-Unis ne diffère que très peu de celle

des autres pays et qu’environ 30-40% des entreprises américaines ont une famille comme

actionnaire principal. Pour le cas du marché suisse, Isakov et Weisskopf (2014) fournissent une

étude exhaustive. En fixant un seuil de 20% des droits de vote pour définir l’actionnaire

majoritaire, ils trouvent qu’en moyenne 36% des firmes suisses sont détenues par la famille

fondatrice, 37% ont un actionnariat dispersé et 27% sont détenues par un autre grand

actionnaire.

Au fur et à mesure que la lumière se faisait sur la structure de la propriété, son lien avec la

performance suscitait l’intérêt de la recherche académique. L’étude de Demsetz et Lehn (1985)

est l’une des premières à tester le lien entre la structure de la propriété et la performance de

l’entreprise. Cependant, ils ne trouvent aucune relation significative entre la concentration et le

taux de profit comptable (accounting rate of return). Morck et al. (1988), puis McConnell et

Servaes (1990) trouvent, quant à eux, une relation non-linéaire entre la structure de la propriété

et la performance des entreprises (mesurée par le Q de Tobin). Ce résultat montre clairement la

dichotomie entre deux forces diamétralement opposées. D’un côté, l’hypothèse de convergence

des intérêts (incentive) qui suggère que la valeur de marché est affectée positivement par une

grande part de propriété, et de l’autre côté, l’hypothèse d’enracinement (entrenchment) qui

suggère un impact négatif. Lorsque la part de propriété devient trop élevée, l’effet de

l’enracinement devient plus fort que celui de la convergence d’intérêts, ce qui réduit la

performance de l’entreprise. Anderson et Reeb (2003) trouvent que les entreprises familiales du

S&P 500 performent mieux que celles non-familiales, ce qui est inconsistant avec l’hypothèse

que les actionnaires minoritaires sont affectés négativement par la présence des familles dans

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la structure de la propriété. Cependant, Claessens et al. (2002) trouvent que l’utilisation de

mécanismes pour séparer les droits de vote des droits aux cash-flows par les familles affecte

négativement la valeur de l’entreprise. Les résultats de Barontini et Caprio (2006) pour l’Europe

continental ne supportent pas l’hypothèse que le contrôle par les familles affecte négativement

la performance de la firme (mesurée par le Q de Tobin et le ROA). De plus, la performance est

significativement plus élevée dans les entreprises contrôlées par le fondateur, et dans celles où

des descendants font partie du conseil d’administration. Villalonga et Amit (2006) décompose

les entreprises familiales selon leur génération et suivant la présence ou non de la famille dans

la gestion de l’entreprise. Ils trouvent que les firmes dans lesquelles le fondateur est actif en

tant que CEO ou administrateur performent mieux que celles dirigées par des descendants.

Miller et al. (2007) et Fahlenbrach (2009) mettent en avant l’importance que joue le fondateur

sur la valeur de l’entreprise et particulièrement lorsque celui-ci se trouve être le seul membre

impliqué. Finalement, Isakov et Weisskopf (2014) trouvent que les entreprises familiales

suisses sont plus profitables (mesuré par le ROA) que les entreprises à actionnariat dispersé et

que les entreprises détenues par un autre grand actionnaire. Cependant, leur valeur de marché

(mesurée par le Q de Tobin) n’est pas significativement différente. Ils trouvent néanmoins une

relation concave entre la part des droits de vote détenues par les familles et la valeur de

marché. En effet, les entreprises détenues de façon modérée par une famille (entre 20% et

80% des droits de vote) ont une meilleure performance que celles étant fortement contrôlées

(>80%). En analysant plus en détails l’impact de différentes caractéristiques des entreprises

familiales sur la performance, ils trouvent que la génération et la participation active de la

famille sont des facteurs importants. En effet, lorsque le fondateur est encore actif dans

l’entreprise, les deux mesures de performance sont significativement positives.

La majeure partie des études sur le lien entre la structure de la propriété et la performance

utilise le ROA ou le Q de Tobin comme mesure de performance. Seules quelques études

prennent le point de vue de l’investisseur et analysent la rentabilité boursière des titres.

Fahlenbrach (2009) trouve un rendement en excès de 8.3% annuel pour une stratégie qui aurait

investi dans des entreprises américaines dont le CEO est le fondateur. Corstjens et al. (2005)

montrent que les firmes familiales françaises ont un rendement boursier supérieur à celles non-

familiales dans les années nonante. Leurs résultats sont confirmés par Sraer et Thesmar (2007)

qui trouvent aussi une performance en excès en France. Corstjens et al. (2006) étendent leur

précédente étude au marché allemand, américain et anglais. Suivant la mesure de la

performance (ROA, Q de Tobin ou rendement boursier) utilisée, ils trouvent que les firmes

familiales performent au pire autant bien que les autres, mais ont davantage tendance à être

meilleures. Cependant, seul le marché français offre une performance anormale significative

(0.46% par mois). Finalement, Cella (2009), en analysant huit pays européens entre 1993-

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2006, trouve des rendements anormaux significatifs pour les firmes familiales comparées aux

firmes non-familiales. Cependant, il y a des différences notables entre les pays. Une fois pris

individuellement, seule la moitié des pays analysés obtiennent des stratégies avec une

performance anormale significative. De plus, la protection des actionnaires minoritaires joue un

rôle non-négligeable dans le rendement des entreprises familiales. En effet, dans les pays

dotés d’une forte protection, les entreprises familiales ont un rendement plus faible que dans les

pays avec une faible protection.

3. Données et variables

Pour tester mes hypothèses, j’utilise une base de données comprenant 185 entreprises cotées

en Suisse pour la période allant de janvier 2003 à décembre 2010. Cet échantillon de 14'065

observations mensuelles reflète la quasi-totalité du marché non-financier suisse pour cette

période. Différentes sources composent cette base de données.

Premièrement, j’utilise les données sur la structure de l’actionnariat des entreprises suisses

d’Isakov et Weisskopf (2014). Cette base, collectée à la main, inclut toutes les entreprises non-

financières faisant partie de l’indice phare du marché Suisse, le SPI, entre 2003 et 2010 et

fournit des informations sur la structure de l’actionnariat de 185 entreprises. Isakov et

Weisskopf (2014) ont collecté leurs données sur l’actionnariat à partir des rapports annuels des

compagnies, ainsi que des guides des actions suisses, d’articles de journaux, des sites internet

des entreprises ou du registre du commerce le cas échéant. En utilisant un seuil de 20% des

droits de vote pour que l’actionnaire soit considéré comme majoritaire, ils classifient les

entreprises selon le type d’actionnaire, à savoir les entreprises avec un actionnaire individuel,

les entreprises à actionnariat dispersé, les firmes détenues par l’Etat, les compagnies détenues

par une autre entreprise à actionnariat dispersé ou par une entreprise financière à actionnariat

dispersé, et les actionnaires inclassifiables. Par la suite, ils subdivisent les firmes ayant un

actionnaire individuel entre les entreprises détenues par la famille fondatrice et celles détenues

par un investisseur privé. La distinction est encore faite entre les firmes familiales qui se

trouvent au stade du fondateur et celles au stade des descendants, ainsi que celles ayant un

fondateur unique. Finalement, d’autres variables muettes distinguent encore les firmes

familiales selon leur gestion, c’est-à-dire, celles dont la famille est active (CEO ou président du

conseil d’administration), et plus particulièrement si la génération du fondateur ou celle de ses

descendants est active. Les auteurs fournissent aussi dans leur base de données les betas

annuels de chaque entreprise, ainsi que l’écart entre les droits de vote et les droits aux cash-

flows. Le beta est calculé en régressant les rendements des 60 derniers mois de chaque

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entreprise sur les rendements du marché. L’écart entre les droits de vote et les droits aux cash-

flows est calculé par le ratio entre le nombre de droits de vote et le nombre de droits aux cash-

flows détenus par l’actionnaire principal. En Suisse, cet écart est majoritairement dû à

l’utilisation d’actions à droits de vote différenciés.

Dans un deuxième temps, je fusionne les données d’Isakov et Weisskopf (2014) sur la propriété

de l’actionnariat avec des données de marché sur le rendement mensuel de chacune des

entreprises obtenues sur Datastream. La rentabilité mensuelle des titres est calculée par la

différence entre le logarithme naturel du prix du titre au temps t moins le logarithme naturel du

prix au temps t-1.

Finalement, mon étude requiert des données sur les facteurs de Fama et French (1992, 1993)

et Carhart (1997) pour la Suisse pour chaque mois analysé. Ces données sont téléchargées sur

le site internet de Marmi et Poma6.

La table 1 résume les différentes variables utilisées dans cette étude.

[Insérer la table 1]

4. Statistiques descriptives

La table 2 présente les statistiques descriptives pour l’échantillon entier. La moyenne, l’écart

type, la médiane et les valeurs extrêmes des variables d’intérêt sont présentés. Il s’agit, entre

autres, des rendements mensuels des titres (exprimés en pourcent), du beta et de l’écart entre

le nombre de droits de vote et le nombre de droits aux cash-flows (wedge), ainsi que les

différents types et subdivisions d’actionnaire.

[Insérer la table 2]

Le rendement mensuel moyen de l’ensemble de l’échantillon est de 0.64% avec un écart type

de 10.15%. Le beta (1.01) est très proche du beta du marché, ce qui est normal étant donné

que notre échantillon reflète la quasi-totalité du marché (à l’exception des firmes financières).

La différence entre les droits de vote et les droits aux cash-flows est, quant, à elle de 5%. La

différenciation selon le type d’actionnaire fait émerger trois principaux groupes de taille plus ou

moins équivalente. Les firmes à actionnariat dispersé constituent le premier groupe, avec une

part de 37% de l’échantillon. Puis viennent les entreprises familiales, représentant environ 36%

de l’échantillon, dont environ un tiers sont au stade du fondateur et deux tiers au stade des

6 http://homepage.sns.it/marmi/Data_Library.html#Switzerland

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descendants. Dernièrement, 27% de l’échantillon est constitué de firme ayant un actionnaire

majoritaire autre que la famille fondatrice. En subdivisant ce dernier groupe, on obtient que 5%

des entreprises sont détenues par l’Etat, 12% par un investisseur privé, 4% par une autre

entreprise à actionnariat dispersé, 3% par une entreprise financière à actionnariat dispersé et

3% sont détenues par un actionnaire inclassifiable.

La table 3 présente la moyenne des trois variables d’intérêt (rendement, beta et écart entre

droits de vote et droits aux cash-flows) pour les différents types de propriété. Le panel A montre

les principaux groupes, à savoir, les firmes familiales, l’ensemble des firmes non-familiales,

ainsi que les firmes à actionnariat dispersé et celles détenues par un autre grand actionnaire.

La table 4 fournit les résultats des tests de comparaison de moyennes entre ces principaux

groupes. Les détails des subdivisions du groupe des autres grands actionnaires sont

disponibles à titre indicatif à l’annexe 1.

[Insérer les tables 3 et 4]

Le rendement mensuel moyen des firmes familiales est de 0.82%, contre 0.54% pour les

entreprises non-familiales et 0.40% pour celles à actionnariat dispersé. Ces résultats sont

statistiquement différents les uns des autres. Les entreprises ayant un autre grand actionnaire

ont une performance moyenne inférieure à celle des firmes familiales (0.73%), mais la

différence n’est pas statistiquement significative. Finalement, l’écart positif entre le groupe des

autres grands actionnaires et celui des entreprises à actionnariat dispersé est lui aussi non-

significatif. L’analyse des betas montre un risque moyen des entreprises non-familiales (1.04) et

des firmes à actionnariat dispersé (1.18) statistiquement supérieur à celui des firmes familiales

(0.98). Le beta le plus faible est obtenu par le groupe des autres grands actionnaires (0.73).

L’analyse de l’écart entre les droits de vote et les droits aux cash-flows révèle que le principal

groupe faisant usage d’actions à droits de vote différenciés est le groupe des entreprises

familiales (écart de 11%, contre 3% pour les autres grands actionnaires et 0% pour les firmes à

actionnariat dispersé). Ces résultats sont significativement différents les uns des autres. Ce

mécanisme de distorsion permet donc aux familles de garder le contrôle sur leur entreprise à un

moindre coût. Le résultat pour les rendements entre les firmes familiales et les firmes non-

familiales, bien que légèrement plus modéré, confirme celui trouvé par Cella (2009) pour la

Suisse. En effet, cette dernière trouve une rentabilité moyenne de 1.18% pour les firmes

familiales suisses et 0.71% pour les non-familiales. La différence de grandeur entre les deux

études s’explique par le fait que Cella (2009) utilise un échantillon plus petit pour le marché

suisse (36 entreprises contre 185 dans cette étude) et qu’elle utilise un seuil de 10% (contre

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20% dans cette étude) des droits de vote pour que l’actionnaire soit considéré comme

majoritaire.

Comme mis en avant par Villalonga et Amit (2006) et Isakov et Weisskopf (2014), la génération

à laquelle une entreprise familiale se trouve (stade fondateur ou descendant) semble avoir une

influence sur la performance. En effet, ces derniers trouvent une performance comptable

supérieure pour les entreprises familiales qui se trouvent au stade du fondateur, et plus

particulièrement quand ce dernier se trouve être le seul membre de la famille impliqué dans

l’entreprise. La table 5 présente les statistiques descriptives pour les trois variables d’intérêt

selon la génération de l’entreprise familiale (colonnes 1 et 2) et si le fondateur est, ou non, le

seul membre impliqué (colonnes 3 et 4). La table 6 montre les résultats des tests de différence

de moyennes pour ces subdivisions (colonne 1-2) ainsi que pour les différents sous-groupes

selon la génération et le groupe des entreprises à actionnariat dispersé (colonnes 3-5).

[Insérer les tables 5 et 6]

L’analyse des rendements moyens selon la génération de l’entreprise familiale confirme les

résultats d’Isakov et Weisskopf (2014). En effet, les titres des entreprises familiales qui sont au

stade du fondateur ont une rentabilité légèrement supérieure à ceux qui sont au stade des

descendants (0.86% contre 0.80%). La différence n’est cependant pas statistiquement

significative. Le beta est, quant à lui, nettement plus grand (1.08 contre 0.92) et de manière

significative pour le premier groupe, décrivant un risque plus élevé des entreprises au stade du

fondateur. Finalement, l’écart entre les droits de vote et les droits aux cash-flows est plus élevé

pour les entreprises au stade des descendants confirmant une plus grande utilisation par ces

derniers d’actions à droits de vote différenciés pour garder le contrôle sur l’entreprise. La

différence de rendement lorsque le fondateur est le seul membre impliqué et lorsqu’il y a

plusieurs personnes qui ont le contrôle sur l’entreprise, bien que non-significative, est en faveur

du premier groupe (1.05% contre 0.74%). Dans le cas où le fondateur est le seul membre

impliqué, le beta moyen de l’entreprise est aussi plus faible (0.99 contre 1.14). En dernier lieu,

une comparaison entre les différents sous-groupes d’entreprises familiales selon la génération

et les entreprises à actionnariat dispersé révèle des différences significatives élevées.

Comme soulevé par Villalonga et Amit (2006), Barontini et Caprio (2006) ou encore Isakov et

Weisskopf (2014), la participation active ou non des membres de la famille dans la gestion de

l’entreprise peut avoir une incidence sur sa performance. Les résultats diffèrent cependant

selon les études. Les résultats d’Isakov et Weisskopf (2014) semblent toutefois indiquer que la

présence active des membres de la famille, plus particulièrement du fondateur, augmente la

profitabilité de la compagnie. Cependant leur analyse, comme celle des précédentes études, se

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concentre sur le résultat comptable (mesuré par le ROA) et sur le Q de Tobin. Il est donc

intéressant de voir si la position active de la famille a aussi une influence sur son rendement

boursier. La table 7 présente les statistiques descriptives pour le groupe des entreprises

familiales avec la famille active dans la gestion de l’entreprise (colonne 1) et celles passives

(colonne 2). Le groupe des entreprises dont la famille est active, est ensuite subdivisé en deux,

suivant que le membre actif soit le fondateur (colonne 3) ou un de ses descendants (colonne 4).

La table 8 montre les résultats des tests de différence des moyennes entre les différents sous-

groupes (colonnes 1 et 2), ainsi qu’entre les subdivisions et les firmes à actionnariat dispersé

(colonnes 3-5).

[Insérer les tables 7 et 8]

Les résultats confirment la valorisation de la position active de la famille dans la gestion de

l’entreprise (rendement mensuel moyen de 0.88% contre 0.70%). Cependant cette différence

n’est pas statistiquement significative. L’écart entre les droits de vote et les droits aux cash-

flows est plus important pour les firmes dont aucun membre n’est actif dans la gestion (0.13

contre 0.11). Cela confirme l’utilisation d’actions à droits de vote différenciés comme moyen de

préserver le contrôle sur l’entreprise. La subdivision selon que le membre actif soit de la

première génération ou des suivantes contredit les résultats des études précédentes. En effet,

les entreprises dont le membre actif est un des descendants, fournissent un rendement

mensuel moyen de 0.96% contre seulement 0.71% lorsqu’il s’agit du fondateur. Cependant cet

écart n’est pas statistiquement significatif. Lorsque l’on compare le rendement moyen des

firmes familiales actives, et plus particulièrement lorsque le membre actif est un des

descendants, à celui des firmes à actionnariat dispersé, la différence en faveur des firmes

familiales est statistiquement différente de zéro. Le beta est quant à lui statistiquement plus

grand pour les entreprises à actionnariat dispersé que pour les entreprises familiales actives,

quel que soit la génération du membre actif.

Ce chapitre nous a permis de voir qu’il existe des différences notables dans les rendements

boursiers en fonction des groupes analysés. Dans un premier temps nous avons vu que les

entreprises familiales ont une rentabilité plus élevée que les entreprises à actionnariat dispersé

ou que les entreprises avec un autre grand actionnaire. Puis l’analyse du rôle de la génération a

relevé une meilleure performance pour les entreprises au stade du fondateur, et d’autant plus

lorsque celui-ci est l’unique membre impliqué. Dernièrement, la présence active de la famille

dans la gestion de l’entreprise est vue de manière positive par le marché et ce dernier valorise

davantage cet activisme lorsque l’entreprise est au stade des descendants plutôt qu’au stade

du fondateur. Dans le prochain chapitre, je cherche à contrôler si cette différence de

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rendements boursiers permet de créer des stratégies d’investissement qui fournissent une

rentabilité anormale significative après la prise en compte de l’exposition aux différents facteurs

de risque.

5. Méthodologie

Pour étudier l’impact de la propriété familiale sur le rendement boursier des entreprises je suis

la méthodologie employée par Gompers et al. (2003), Corstjens et al. (2005, 2006) et Cella

(2009) qui se base sur la création de portefeuilles. En utilisant les variables muettes des

différents groupes et subdivisions mis en avant dans le chapitre précédant, je construis des

séries de deux portefeuilles. Pour chaque mois, je crée un portefeuille équipondéré avec les

titres appartenant au premier groupe et un deuxième avec les titres du second groupe. Puis je

crée une stratégie autofinancée dans laquelle j’achète le premier portefeuille et vends à

découvert le deuxième.

Une fois le rendement mensuel des deux portefeuilles équipondérés et de la stratégie calculés,

j’utilise un modèle multi-facteurs pour analyser leur performance. Plus précisément, j’utilise le

modèle à quatre facteurs de Carhart (1997), qui est une extension du modèle Fama-French

classique à trois facteurs (Fama et French (1992, 1993)). J’estime donc le modèle suivant :

tttttt eWMLHMLSMBRMRFR 4321 (1)

où Rt est le rendement en excès au mois t, RMRFt est le rendement espéré au mois t du

portefeuille de marché moins le taux sans risque, SMBt est la différence entre le rendement

espéré au mois t d’un portefeuille de titres à faible capitalisation et celui d’un portefeuille de

titres à forte capitalisation, HMLt est la différence entre le rendement espéré au mois t d’un

portefeuille de titres avec un fort rapport valeur comptable/valeur de marché et celui avec un

faible rapport valeur comptable/valeur de marché et WMLt est la différence entre le rendement

espéré au mois t d’un portefeuille de titres ayant le mieux performé le mois précédant et celui

avec les titres ayant le moins bien performés. Finalement, la constante du modèle (α), mesure

le rendement anormal qu’un investisseur aurait reçu chaque mois de 2003 à 2010 en

investissant dans le portefeuille, en excès de ce qu’il aurait dû recevoir s’il avait passivement

investi dans les quatre facteurs. Dans le chapitre 6 (tests de robustesse), j’utilise deux modèles

plus simples, le modèle de marché à un facteur et le modèle classique de Fama-French à 3

facteurs, pour vérifier si mes résultats sont robustes au choix du modèle.

- 12 -

Cette décomposition de la performance en plusieurs facteurs permet aussi de tirer des

conclusions sur le profil de risque des entreprises. En effet, les coefficients peuvent être

interprétés comme différentes expositions au risque. Certains types d’entreprises ayant

différente structure de la propriété pourraient être exposés différemment aux facteurs de risque

qu’un autre type, ce qui affecterait au final sa rentabilité.

6. Résultats

En utilisant l’approche par les portefeuilles décrite auparavant, j’analyse les rendements des

titres des différents groupes mis en avant au chapitre 3. Seuls les résultats dont l’alpha de la

stratégie est significatif sont présentés dans les prochaines tables.

6.1 Résultats pour les groupes principaux

La table 9 présente dans un premier temps les résultats de la régression de l’attribution de la

performance pour les principaux types d’actionnaire. Le panel A montre les résultats pour le

groupe des entreprises familiales et celui des entreprises non-familiales. La stratégie qui achète

le portefeuille de firmes familiales et vend à découvert le portefeuille de firmes non-familiales

rapporte une performance anormale de 0.33% par mois (significatif à 10%). Ce résultat est

semblable à celui de Cella (2009) qui trouve une rentabilité anormale moyenne de 0.44% pour

la Suisse. Lorsque l’on compare les entreprises familiales aux firmes à actionnariat dispersé

(panel B), je trouve un rendement anormal de 0.54% par mois en faveur du premier groupe

(significatif à 1%). Aucune performance significative n’est trouvée entre les entreprises

familiales et les firmes avec un autre grand actionnaire (résultat non-présenté dans la table).

Finalement, les entreprises avec un autre grand actionnaire ont une performance anormale de

0.51% par mois (significatif à 5%) supérieure à celle des firmes à actionnariat dispersé (panel

C).

[Insérer la table 9]

Lorsque l’on regarde les portefeuilles individuellement, on peut noter qu’aucun des portefeuilles

ne présente de rendement anormal significativement différent de zéro. Leurs rendements sont

donc correctement expliqués par les différents facteurs de risque. Ce constat est différent de

celui de Cella (2009) qui trouve des rentabilités anormales significatives pour les portefeuilles

individuels de firmes familiales et non-familiales. Cependant, mes résultats sont en accord avec

ceux de Corstjens et al. (2006) pour la France, qui trouvent eux aussi un rendement anormal

- 13 -

significatif pour la stratégie d’investissement (0.46%), mais aucun rendement anormal

significatif pour les portefeuilles individuels.

L’exposition aux différents risques des portefeuilles, bien que variant d’un groupe à l’autre, est

régulière au niveau du signe. En effet, les portefeuilles sont tous exposés de manière positive et

significative à la prime de marché (RMRF), à l’effet de la grandeur (SMB) et à la vulnérabilité

économique (HML). Seul le coefficient de la persistance de la rentabilité (WML) est

significativement négatif.

6.2 Résultats selon la génération de la famille

La table 10 présente les résultats de la régression par rapport au niveau de la génération. On

peut noter que la différence entre le rendement des firmes familiales au stade du fondateur et

celui des entreprises familiales au stade des descendants n’a pas révélée de performance

anormale statistiquement significative. Le constat est le même pour la différence entre le

rendement des firmes familiales avec un seul membre impliqué et celui où plusieurs membres

sont présents (résultats non reportés dans le tableau). Seules les stratégies vendant à

découvert les entreprises à actionnariat dispersé fournissent un rendement anormal significatif.

Le panel A compare l’achat d’un portefeuille composé de firmes familiales au stade du

fondateur et la vente à découvert d’un portefeuille de firmes à actionnariat dispersé. Cette

stratégie rapporte une performance anormale moyenne de 0.61% par mois (significatif à 5%).

Lorsque le portefeuille acheté est composé de firmes familiales au stade des descendants, la

rentabilité anormale diminue à 0.49%, mais reste toujours statistiquement significative (panel

B). Finalement, la performance anormale la plus importante (0.73% par mois) est obtenue en

investissant dans un portefeuille de firmes familiales dont un seul fondateur est impliqué et en

vendant à découvert un portefeuille d’entreprises à actionnariat dispersé (panel C).

[Insérer la table 10]

6.3 Résultats selon la gestion active/passive de la famille

La table 11 présente les résultats de la régression de la dernière subdivision proposée dans

cette étude, celle séparant les entreprises familiales suivant que la famille soit impliquée ou non

dans sa gestion.

[Insérer la table 11]

Comme précédemment, seules les stratégies vendant à découvert les entreprises à actionnariat

dispersé fournissent un rendement anormal significatif. La performance anormale moyenne est

- 14 -

de 0.53% par mois (significatif à 5%) pour l’achat d’un portefeuille composé de firmes familiales

dont la famille est active dans la gestion de l’entreprise et la vente à découvert du portefeuille

de firmes à actionnariat dispersé. On obtient le même résultat avec l’achat d’un portefeuille dont

les descendants sont actifs. On peut relever que lorsque le fondateur est actif dans la gestion,

la performance anormale, bien que positive, n’est pas significative (résultats non-reportés dans

la table). Ce dernier constat diffère des résultats de Fahlenbrach (2009) qui trouve un

rendement anormal significatif de 0.89% lorsque le fondateur est CEO de l’entreprise.

6.4 Résultats selon la part de propriété

Dans cette partie, j’analyse la possibilité d’avoir une relation non-linéaire entre le rendement

des titres et la structure de la propriété des entreprises familiales. En effet, Morck et al. (1988),

McConnell et Servaes (1990), Anderson et Reeb (2003) et Isakov et Weisskopf (2014) montrent

que la relation entre la structure de la propriété et la performance des entreprises n’est pas

linéaire. Lorsque la part de la propriété devient importante, l’actionnaire majoritaire pourrait

avoir un comportement différent et profiter de la situation à titre personnel aux dépens des

autres petits actionnaires. Il n’y a pas de consensus entre les auteurs quant aux seuils à utiliser.

Morck et al. (1988) utilisent un premier seuil à 5% et un deuxième à 25%. McConnelle et

Servaes (1990) trouvent une diminution de la performance une fois une part de propriété

supérieure à 40%-50%. Anderson et Reeb (2003) trouvent quant à eux deux points d’inflexion

entre lesquels la performance augmente, le premier à environ 30% et le deuxième à 60%.

Finalement, Isakov et Weisskopf (2014) utilisent un seuil de 80% des droits de vote.

Dans l’analyse ci-dessous, j’ai décidé d’utiliser un seuil de 50% des droits de vote. J’ai choisi ce

seuil car il représente la majorité absolue. Les décisions prises par l’actionnaire principal ne

peuvent donc pas être contestées une fois ce seuil atteint. C’est pour cela que j’émets

l’hypothèse que le marché devrait pénaliser le fait qu’une entreprise soit contrôlée

majoritairement par un actionnaire. Je fais donc la distinction entre les entreprises familiales

ayant un actionnaire détenant entre 20% et 50% des droits de vote (part modérée) et ceux

détenant plus de 50% des droits de vote (part excessive). La table 12 présente les rendements

moyens mensuels des différentes subdivisions utilisées auparavant, ainsi que les tests de

comparaison de moyennes.

[Insérer la table 12]

A l’exception des firmes familiales avec le fondateur actif, toutes les subdivisions ont des

rendements supérieurs lorsque l’actionnaire principal détient moins de 50% des droits de vote.

La différence la plus marquée vient pour les firmes familiales dont le fondateur est le seul

- 15 -

membre impliqué, avec un rendement moyen de 2.07% par mois pour le groupe ayant une part

modérée, contre 0.69% pour l’autre groupe. Cependant aucune des différences entre les

rendements des deux groupes n’est statistiquement significative.

La table 13 montre les résultats des régressions de l’attribution de la performance en utilisant

les rendements obtenus par les portefeuilles d’entreprises familiales ayant une part de propriété

modérée et celle avec une part excessive. Seuls les résultats des stratégies autofinancées sont

présentés dans le tableau.

[Insérer la table 13]

Les résultats des régressions confirment ceux obtenus précédemment. En utilisant seulement

les entreprises familiales ayant un actionnaire détenant moins de 50% des droits de vote, toutes

les stratégies fournissent un rendement anormal statistiquement significatif. Avec le groupe

ayant une part excessive de contrôle, les coefficients sont systématiquement plus faibles que

ceux de l’autre groupe et parfois non-significatifs. La stratégie avec le rendement anormal le

plus important est celle qui investit dans les entreprises familiales dont l’actionnaire principal

détient moins de 50% des droits de vote et dont le fondateur est l’unique membre impliqué et

qui vend à découvert les entreprises à actionnariat dispersé. Cette stratégie rapporte une

rentabilité anormale moyenne de 1.24% par mois entre 2003 et 2010. La relation entre le

rendement boursier et la part de propriété semble donc, comme la littérature antérieure l’a mis

en avant avec d’autres mesures de performance, être aussi non-linéaire.

7. Tests de robustesse

Dans ce chapitre, j’entreprends des tests additionnels pour voir si les résultats trouvés

précédemment restent valides. Je teste notamment si les résultats sont robustes à un

changement du modèle lors de la régression. En effet pour calculer le rendement anormal

moyen de mes stratégies, j’utilise un modèle à 4 facteurs de Fama-French (1992, 1993) et

Carhart (1997). Or la validité de ce modèle est contestée dans la littérature. Je réestime donc

mes résultats en utilisant deux autres modèles. Le premier est un modèle de marché simple

avec un seul facteur, la prime de marché RMRF. Le deuxième est le modèle à 3 facteurs de

Fama-French qui, contrairement au modèle à 4 facteurs, ne tient pas en compte de l’effet

momentum (WML). La table 14 présente les résultats de la régression. Seuls les résultats des

stratégies autofinancées sont montrés dans le tableau.

[Insérer la table 14]

- 16 -

Toutes les stratégies ont à nouveau un rendement mensuel anormal statistiquement significatif.

Les performances sont cependant légèrement inférieures avec le modèle de marché à 1 facteur

et légèrement supérieures avec le modèle de Fama-French. Au vu des résultats, on peut donc

considérer que nos résultats sont robustes au changement de modèle.

L’utilisation de moyennes à l’inconvénient d’être influencée par les valeurs extrêmes, ce qui

peut créer des écarts majeurs capable de fausser l’interprétation des résultats. J’utilise donc

dans un deuxième temps les valeurs médianes à la place des moyennes pour contrôler si mes

résultats ne sont pas influencés par les valeurs extrêmes. Les résultats pour les rendements

anormaux des différentes stratégies en utilisant les médianes sont semblables à ceux utilisant

les moyennes (table non-reportée).

8. Conclusions

La présence d’actionnaires détenant une part importante de la propriété dans les entreprises

cotées à travers le monde est largement acceptée. Leur impact sur la performance des

entreprises reste quant à lui moins clair. Ce papier tente d’y remédier en analysant des

données de panel sur la période de janvier 2003 à décembre 2010 pour un échantillon de 185

entreprises cotées sur le marché suisse. Contrairement aux études précédentes, je prends le

point de vue de l’investisseur et j’analyse le lien entre la structure de la propriété et la rentabilité

des titres des entreprises. De plus, j’étends l’analyse à différentes subdivisions des firmes

familiales et les compare entre elles.

Dans un premier temps, des différences dans les rendements boursiers sont trouvées, selon les

groupes analysés. Les entreprises familiales ont une rentabilité moyenne mensuelle plus élevée

(0.82%) que les entreprises à actionnariat dispersé (0.40%) et que les entreprises avec un

autre grand actionnaire (0.73%). La génération de l’entreprise familiale joue aussi un rôle

important. L’analyse a relevé une meilleure performance pour les entreprises au stade du

fondateur (0.86%), et d’autant plus lorsque celui-ci est l’unique membre impliqué (1.05%).

Finalement, la présence active de la famille dans la gestion de l’entreprise est vue de manière

positive par le marché (0.88%) et ce dernier valorise davantage cet activisme lorsque

l’entreprise est au stade des descendants (0.96%) plutôt qu’au stade du fondateur (0.71%).

Dans un deuxième temps, en suivant la méthodologie de Gompers et al. (2003), je trouve

plusieurs stratégies d’investissement qui fournissent un rendement anormal significatif. Il s’agit

dans la majeure partie des cas d’un investissement dans un portefeuille de firmes familiales, ou

une de ses subdivisions, et d’une vente à découvert d’un portefeuille constitué d’entreprises à

- 17 -

actionnariat dispersé. Ces stratégies rapportent un rendement anormal mensuel compris entre

0.33% et 0.73% suivant le portefeuille. Cette surperformance ne peut pas être expliquée par la

manière à laquelle ces entreprises sont exposées aux différents risques.

Lorsque je sépare les entreprises familiales dont l’actionnaire principal détient une part

modérée des droits de vote (entre 20% et 50%) et celles fortement contrôlées (plus de 50%),

j’obtiens des résultats notables. En effet, le marché semble valoriser les titres des entreprises

familiales seulement lorsque celles-ci sont détenues de façon modérée par l’actionnaire

principal. Ainsi, la relation entre la structure de la propriété et la rentabilité boursière semble

être non-linéaire. On constate donc que le contrôle par les familles permet de diminuer les

problèmes d’agence entre les propriétaires et les dirigeants, ce qui dans un premier temps fait

augmenter la valeur des titres. Cependant, plus la part de contrôle augmente, plus les conflits

d’intérêts entre les actionnaires minoritaires et les actionnaires majoritaires s’intensifient, ce qui

se traduit par une diminution de la valeur des titres une fois un certain seuil dépassé.

Pour conclure, on peut noter que les caractéristiques de la structure de la propriété des

entreprises ont une influence non-négligeable sur la valeur des titres et que des stratégies

d’investissement basées sur ces dernières permettent d’obtenir des rendements anormaux

significatifs. Cependant, avant de tirer des conclusions trop hâtives, il serait encore judicieux de

vérifier si l’impact de la structure de la propriété est toujours valable après contrôle d’autres

caractéristiques de l’entreprise à l’aide d’une régression de type Fama-MacBeth. Je laisse ce

travail pour une recherche à venir.

- 18 -

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Table 1: Définitions des variables

Cette table définit les variables utilisées dans l’analyse. Les données sur les prix des titres proviennent de Datastream, alors que celles sur la structure de la propriété viennent de la base de données d’Isakov et Weisskopf (2014). Les données pour les facteurs de Fama-French (1992, 1993) et Carhart (1997) pour la Suisse sont téléchargées sur le site internet de Marmi et Poma. La période d’analyse est de janvier 2003 à décembre 2010.

Caractéristiques de l’entreprise

Rendements des titres des entreprises (mensuels)

Il s’agit des rendements mensuels des titres obtenus par les prix mensuels collectés au début de chaque mois entre janvier 2003 et décembre 2010. Le rendement au temps t est calculé par le logarithme naturel du prix au temps t moins le logarithme naturel du prix au temps t-1.

Beta Coefficient de régression du modèle de marché calculé avec les rendements des 60 mois précédents.

Mesures de la propriété des entreprises

Firme à actionnariat dispersé (FD)

Variable muette qui prend la valeur 1 si aucun actionnaire ne détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Firme familiale (FF) Variable muette qui prend la valeur 1 si une famille détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Firme familiale au stade fondateur (FFF)

Variable muette qui prend la valeur 1 si l’entreprise familiale est contrôlée par son fondateur, 0 autrement.

Firme familiale au stade descendant (FFD)

Variable muette qui prend la valeur 1 si l’entreprise familiale est contrôlée par des descendants, 0 autrement.

Firme familiale avec fondateur seul (FFFS)

Variable muette qui prend la valeur 1 s’il y a seulement un fondateur impliqué dans l’entreprise familiale, 0 autrement.

Firme familiale active (FFA)

Variable muette qui prend la valeur 1 si au moins un membre de la famille est actif dans l’entreprise, 0 autrement.

Firme familiale avec fondateur actif (FFFA)

Variable muette qui prend la valeur 1 si le fondateur est actif dans l’entreprise familiale, 0 autrement.

Firme familiale avec descendant actif (FFDA)

Variable muette qui prend la valeur 1 si le descendant est actif dans l’entreprise familiale, 0 autrement.

Autre grand actionnaire (AGA)

Variable muette qui prend la valeur 1 si l’entreprise a un actionnaire ayant plus de 20% des droits de vote, mais que celui-ci n’est pas une famille, 0 autrement.

Etat Variable muette qui prend la valeur 1 si l’Etat détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Investisseur privé (IP) Variable muette qui prend la valeur 1 si un investisseur privé détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Autre entreprise à actionnariat dispersé (AED)

Variable muette qui prend la valeur 1 si une autre entreprise à actionnariat dispersé détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Autre entreprise financière à actionnariat dispersé (AEFD)

Variable muette qui prend la valeur 1 si une entreprise financière à actionnariat dispersé détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Actionnaire inclassifiable (AI)

Variable muette qui prend la valeur 1 si un actionnaire inclassifiable détient plus de 20% des droits de vote, 0 autrement.

Ecart (entre droits de vote et droits aux cash-flows)

Ratio entre le nombre de droits de vote et le nombre de droits aux cash-flows.

- 21 -

Table 2: Statistiques descriptives de l’échantillon entier

Cette table présente les statistiques descriptives pour l’échantillon entier qui comprend 185 entreprises et 14'065 observations mensuelles. Les variables présentées sont les rendements des titres (en %), le beta, l’écart entre droits de vote et droits aux cash-flows, ainsi que les différentes variables muettes liées à la structure de la propriété (firme à actionnariat dispersé, firme familiale (stade fondateur et descendant), autre grand actionnaire (Etat, investisseur privé, autre entreprise à actionnariat dispersé, autre entreprise financière à actionnariat dispersé et actionnaire inclassifiable)). Les variables sont décrites dans la table 1. La moyenne, l’écart type, la médiane, ainsi que les extremums sont présentés. Une entreprise est contrôlée par un actionnaire principal, si celui-ci détient plus de 20% des droits de vote.

Moyenne Ecart type Médiane Min Max

Rendements des titres (%) 0.64 10.15 .55 -127 71

Beta 1.01 0.66 .9 -1.7 6.1

Ecart 0.05 0.11 0 -.055 .66

Firme à actionnariat dispersé

0.37 0.48 0 0 1

Firme familiale 0.36 0.48 0 0 1

Firme familiale au stade fondateur

0.13 0.34 0 0 1

Firme familiale au stade descendant

0.23 0.42 0 0 1

Autre grand actionnaire 0.27 0.44 0 0 1

Etat 0.05 0.22 0 0 1

Investisseur privé 0.12 0.32 0 0 1

Autre entreprise à actionnariat dispersé

0.04 0.19 0 0 1

Autre entreprise financière à actionnariat dispersé

0.03 0.17 0 0 1

Actionnaire inclassifiable 0.03 0.17 0 0 1

N 14065

- 22 -

Table 3: Statistiques descriptives des principaux groupes

Cette table présente les statistiques descriptives des variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) pour chacun des groupes principaux (firme familiale, firme non-familiale, firme à actionnariat dispersé et autre grand actionnaire). Seule la moyenne est présentée.

Firme

familiale Firme non-

familiale

Firme à actionnariat

dispersé

Autre grand actionnaire

Moyenne Moyenne Moyenne Moyenne

Rendements des titres (%)

0.82 0.54 0.40 0.73

Beta 0.98 1.04 1.18 0.83

Ecart 0.11 0.01 0.00 0.03

N 5112 8953 5195 3758

Table 4: Tests de comparaison de moyennes pour les principaux groupes

Cette table présente les résultats des tests de comparaison de moyennes pour les différentes variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) entre les principaux groupes, c’est-à-dire, entre les firmes familiales et les firmes non-familiales (colonne 1), entre les firmes familiales et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 2), entre les firmes familiales et les autres grands actionnaires (colonne 3) et entre les autres grands actionnaire et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 4). Les firmes familiales sont indiquées par FF, les non-familiales par FNF, les autres grands actionnaires par AGA et les firmes à actionnariat dispersé par FD. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement, basé sur la t-statistique avec variances inégales.

FF vs. FNF FF vs. FD FF vs. AGA AGA vs. FD

Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0

Rendements des titres (%)

0.2835* 0.4230** 0.0906 0.3323

Beta -0.0593*** -0.2087*** 0.1474*** -0.3561***

Ecart 0.1001*** 0.1124*** 0.0832*** 0.0292***

- 23 -

Table 5: Statistiques descriptives selon la génération de la famille

Cette table présente les statistiques descriptives des variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) pour les différentes subdivisions des firmes familiales selon la génération (stade fondateur, stade descendant, fondateur seul et fondateur non-seul). Seule la moyenne est présentée.

Stade

fondateur Stade

descendant Fondateur

seul Fondateur non-seul

Moyenne Moyenne Moyenne Moyenne

Rendements des titres (%)

0.86 0.80 1.05 0.74

Beta 1.08 0.92 0.99 1.14

Ecart 0.05 0.14 0.07 0.04

N 1812 3300 734 1078

Table 6: Tests de comparaison de moyennes selon la génération de la famille

Cette table présente les résultats des tests de comparaison de moyennes pour les différentes variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) entre les différentes subdivisions de firmes familiales selon la génération, c’est-à-dire, entre les firmes familiales au stade fondateur et celles au stade descendant (colonne 1), entre les firmes familiales avec le fondateur seul et celles avec le fondateur non-seul (colonne 2), entre les firmes familiales au stade fondateur et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 3), entre les firmes familiales au stade descendant et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 4) et entre les firmes familiales avec le fondateur seul et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 5). Les firmes familiales au stade fondateur sont indiquées par FFF, celles au stade descendant par FFD, celles avec un fondateur seul par FFFS, celles avec un fondateur non-seul par FFFNS et les firmes à actionnariat dispersé par FD. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement, basé sur la t-statistique avec variances inégales.

FFF vs. FFD

FFFS vs. FFFNS

FFF vs. FD FFD vs. FD FFFS vs. FD

Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0

Rendements des titres (%)

0.0624 0.3143 0.4632* 0.4009* 0.6502*

Beta 0.1642*** -0.1517*** -0.1027*** -0.2669*** -0.1929***

Ecart -0.0913*** 0.0337*** 0.0534*** 0.1447*** 0.0734***

- 24 -

Table 7: Statistiques descriptive selon la gestion active/passive de la famille

Cette table présente les statistiques descriptives des variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) pour les différentes subdivisions des firmes familiales selon gestion active/passive de la famille (famille active, famille non-active, fondateur actif et descendant actif). Seule la moyenne est présentée.

Famille active

Famille non- active

Fondateur actif

Descendant actif

Moyenne Moyenne Moyenne Moyenne

Rendements des titres (%)

0.88 0.70 0.71 0.96

Beta 1.00 0.94 1.14 0.90

Ecart 0.11 0.13 0.05 0.13

N 3468 1644 1296 2064

Table 8: Tests de comparaison de moyennes selon la gestion active/passive de la famille

Cette table présente les résultats des tests de comparaison de moyennes pour les différentes variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) entre les différentes subdivisions de firmes familiales selon la gestion active/passive de la famille, c’est-à-dire, entre les firmes familiales actives et celles non-actives (colonne 1), entre les firmes familiales avec le descendant actif et celles avec le fondateur actif (colonne 2), entre les firmes familiales actives et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 3), entre les firmes familiales avec le fondateur actif et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 4) et entre les firmes familiales avec le descendant actif et les firmes à actionnariat dispersé (colonne 5). Les firmes familiales actives sont indiquées par FFA, celles non-actives par FFNA, celles avec un fondateur actif par FFFA, celles avec un descendant actif par FFDA et les firmes à actionnariat dispersé par FD. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement, basé sur la t-statistique avec variances inégales.

FFA vs. FFNA

FFDA vs. FFFA

FFA vs. FD FFFA vs. FD FFDA vs. FD

Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0 Différence ≠ 0

Rendements des titres (%)

0.1792 0.2556 0.4806** 0.3050 0.5606**

Beta 0.0599*** -0.2439*** -0.1894*** -0.0421* -0.2860***

Ecart -0.0228*** 0.0830*** 0.1050*** 0.0509*** 0.1339***

- 25 -

Table 9: Régression de l’attribution de la performance selon les principaux groupes

Cette table présente les coefficients et les écarts types robustes de la régression de l’attribution de la performance pour les principaux groupes. Ces régressions sont basées sur 96 observations, une pour chaque mois pour la période de 8 ans entre janvier 2003 et décembre 2010. Les quatre facteurs de Fama-French (1992, 1993) et Carhart (1997) sont les rendements de portefeuilles à investissement nul qui capturent les effets du marché (RMRF), de la taille (SMB), du rapport valeur comptable/valeur de marché (HML) et du momentum (WML). Alpha mesure le rendement anormal qu’un investisseur aurait reçu en investissant dans le portefeuille, en excès de ce qu’il aurait dû recevoir s’il avait passivement investi dans les quatre facteurs. Le panel A montre les résultats pour le portefeuille de firmes familiales et celui de firmes non-familiales, le panel B pour celui de firmes familiales et celui de firmes à actionnariat dispersé et le panel C pour celui de firmes avec un autre grand actionnaire et celui de firmes à actionnariat dispersé. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement. Les écarts types robustes sont entre parenthèses.

Panel A : Firme familiale vs. firme non-familiale

Firme familiale – Taux

sans risque Firme non-familiale –

Taux sans risque Firme familiale – Firme

non-familiale

Alpha 0.0037 0.0004 0.0033* (0.0047) (0.0054) (0.0017)

RMRF 0.3021** 0.3693** -0.0672 (0.1327) (0.1519) (0.0462)

SMB 0.8402*** 0.9859*** -0.1457* (0.1805) (0.2296) (0.0840)

HML 0.2460* 0.3110* -0.0650 (0.1321) (0.1629) (0.0682)

WML -0.1425* -0.1844** 0.0419 (0.0803) (0.0896) (0.0462)

N 96 96 96 r2 0.3035 0.3417 0.1277

Panel B: Firme familiale vs. firme à actionnariat dispersé

Firme familiale – Taux

sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Firme familiale – Firme à actionnariat dispersé

Alpha 0.0037 -0.0017 0.0054*** (0.0047) (0.0058) (0.0021)

RMRF 0.3021** 0.3992** -0.0971* (0.1327) (0.1568) (0.0515)

SMB 0.8402*** 1.0280*** -0.1878** (0.1805) (0.2405) (0.0942)

HML 0.2460* 0.3467* -0.1007 (0.1321) (0.1793) (0.0848)

WML -0.1425* -0.2024** 0.0600 (0.0803) (0.0992) (0.0592)

N 96 96 96 r2 0.3035 0.3311 0.1695

- 26 -

Panel C: Autre grand actionnaire vs. firme à actionnariat dispersé

Autre grand actionnaire

– Taux sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Autre grand actionnaire – Firme à actionnariat

dispersé

Alpha 0.0034 -0.0017 0.0051** (0.0051) (0.0058) (0.0022)

RMRF 0.3341** 0.3992** -0.0651 (0.1506) (0.1568) (0.0529)

SMB 0.9306*** 1.0280*** -0.0974 (0.2195) (0.2405) (0.0627)

HML 0.2613* 0.3467* -0.0854 (0.1482) (0.1793) (0.0745)

WML -0.1583* -0.2024** 0.0441 (0.0821) (0.0992) (0.0467)

N 96 96 96 r2 0.3390 0.3311 0.0751

- 27 -

Table 10: Régression de l’attribution de la performance selon la génération de la famille

Cette table présente les coefficients et les écarts types robustes de la régression de l’attribution de la performance pour les différentes subdivisions de firmes familiales selon la génération. Ces régressions sont basées sur 96 observations, une pour chaque mois pour la période de 8 ans entre janvier 2003 et décembre 2010. Les quatre facteurs de Fama-French (1992, 1993) et Carhart (1997) sont les rendements de portefeuilles à investissement nul qui capturent les effets du marché (RMRF), de la taille (SMB), du rapport valeur comptable/valeur de marché (HML) et du momentum (WML). Alpha mesure le rendement anormal qu’un investisseur aurait reçu en investissant dans le portefeuille, en excès de ce qu’il aurait dû recevoir s’il avait passivement investi dans les quatre facteurs. Le panel A montre les résultats pour le portefeuille de firmes familiales au stade du fondateur et celui de firmes à actionnariat dispersé, le panel B pour celui de firmes familiales au stade du descendant et celui de firmes à actionnariat dispersé et le panel C pour celui de firmes avec un fondateur unique et celui de firmes à actionnariat dispersé. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement. Les écarts types robustes sont entre parenthèses.

Panel A : Firme familiale au stade du fondateur vs. firme à actionnariat dispersé

Firme familiale au stade

du fondateur – Taux sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Firme familiale au stade du fondateur – Firme à actionnariat dispersé

Alpha 0.0044 -0.0017 0.0061** (0.0044) (0.0058) (0.0029)

RMRF 0.2535** 0.3992** -0.1458* (0.1143) (0.1568) (0.0793)

SMB 0.7725*** 1.0280*** -0.2556** (0.1568) (0.2405) (0.1221)

HML 0.2749** 0.3467* -0.0718 (0.1294) (0.1793) (0.0981)

WML -0.2160*** -0.2024** -0.0136 (0.0712) (0.0992) (0.0689)

N 96 96 96 r2 0.3245 0.3311 0.0934

Panel B: Firme familiale au stade du descendant vs. firme à actionnariat dispersé

Firme familiale au stade du descendant – Taux

sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Firme familiale au stade du descendant – Firme à actionnariat dispersé

Alpha 0.0032 -0.0017 0.0049** (0.0052) (0.0058) (0.0021)

RMRF 0.3292** 0.3992** -0.0700 (0.1501) (0.1568) (0.0538)

SMB 0.8810*** 1.0280*** -0.1471 (0.2037) (0.2405) (0.0976)

HML 0.2277 0.3467* -0.1191 (0.1410) (0.1793) (0.0889)

WML -0.1014 -0.2024** 0.1011 (0.0898) (0.0992) (0.0609)

N 96 96 96 r2 0.2762 0.3311 0.1948

- 28 -

Panel C: Firme familiale avec fondateur seul vs. firme à actionnariat dispersé

Firme familiale avec fondateur seul – Taux

sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Firme familiale avec fondateur seul – Firme à actionnariat dispersé

Alpha 0.0055 -0.0017 0.0073** (0.0047) (0.0058) (0.0034)

RMRF 0.1780 0.3992** -0.2212** (0.1244) (0.1568) (0.0907)

SMB 0.7386*** 1.0280*** -0.2895** (0.1648) (0.2405) (0.1328)

HML 0.2436* 0.3467* -0.1031 (0.1248) (0.1793) (0.1209)

WML -0.1676** -0.2024** 0.0348 (0.0691) (0.0992) (0.0687)

N 96 96 96 r2 0.2333 0.3311 0.1548

- 29 -

Table 11: Régression de l’attribution de la performance selon la gestion active/passive de la famille

Cette table présente les coefficients et les écarts types robustes de la régression de l’attribution de la performance pour les différentes subdivisions de firmes familiales selon la génération. Ces régressions sont basées sur 96 observations, une pour chaque mois pour la période de 8 ans entre janvier 2003 et décembre 2010. Les quatre facteurs de Fama-French (1992, 1993) et Carhart (1997) sont les rendements de portefeuilles à investissement nul qui capturent les effets du marché (RMRF), de la taille (SMB), du rapport valeur comptable/valeur de marché (HML) et du momentum (WML). Alpha mesure le rendement anormal qu’un investisseur aurait reçu en investissant dans le portefeuille, en excès de ce qu’il aurait dû recevoir s’il avait passivement investi dans les quatre facteurs. Le panel A montre les résultats pour le portefeuille de firmes familiales dont la famille est active et celui de firmes à actionnariat dispersé et le panel B pour celui de firmes familiales avec le descendant actif et celui de firmes à actionnariat dispersé. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement. Les écarts types robustes sont entre parenthèses.

Panel A : Firme familiale active vs. firme à actionnariat dispersé

Firme familiale active –

Taux sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Firme familiale active – Firme à actionnariat

dispersé

Alpha 0.0035 -0.0017 0.0053** (0.0045) (0.0058) (0.0024)

RMRF 0.2963** 0.3992** -0.1030 (0.1220) (0.1568) (0.0639)

SMB 0.7652*** 1.0280*** -0.2628** (0.1596) (0.2405) (0.1249)

HML 0.3262** 0.3467* -0.0205 (0.1254) (0.1793) (0.0996)

WML -0.1254 -0.2024** 0.0770 (0.0768) (0.0992) (0.0668)

N 96 96 96 r2 0.2979 0.3311 0.1867

Panel B: Firme familiale avec descendant actif vs. firme à actionnariat dispersé

Firme familiale avec

descendant actif – Taux sans risque

Firme à actionnariat dispersé – Taux sans

risque

Firme familiale avec descendant actif –

Firme à actionnariat dispersé

Alpha 0.0036 -0.0017 0.0053** (0.0049) (0.0058) (0.0026)

RMRF 0.3251** 0.3992** -0.0741 (0.1373) (0.1568) (0.0660)

SMB 0.7919*** 1.0280*** -0.2361* (0.1745) (0.2405) (0.1292)

HML 0.2921** 0.3467* -0.0546 (0.1436) (0.1793) (0.1113)

WML -0.0647 -0.2024** 0.1377* (0.0979) (0.0992) (0.0796)

N 96 96 96 r2 0.2519 0.3311 0.2100

- 30 -

Table 12: Statistiques descriptives des firmes familiales avec différenciation selon la part de propriété

Cette table présente les statistiques descriptives des rendements des titres (en %) pour les différentes subdivisions des firmes familiales (firme familiale, stade fondateur, stade descendant, fondateur seul, famille active, fondateur actif et descendant actif) en fonction de la part de propriété détenue par l’actionnaire principal. La colonne 1 présente le rendement moyen des différentes subdivisions lorsque la part de propriété se situe entre 20% et 50% et la colonne 2 celui lorsque la part de propriété est supérieure ou égale à 50%. La colonne 3 présente le résultat du test de comparaison de moyennes. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement, basé sur la t-statistique avec variances inégales.

Rendements des titres (%) part < 50% part ≥ 50% Différence

Firme familiale 0.87 0.80 0.0694

Selon la génération de la famille

Firme familiale au stade fondateur 0.93 0.81 0.1187

Firme familiale au stade descendant 0.82 0.79 0.0346

Firme familiale avec fondateur seul 2.07 0.69 1.3802

Selon la gestion active/passive de la famille

Firme familiale active 1.00 0.82 0.1808

Firme familiale avec fondateur actif 0.61 0.76 -0.1564

Firme familiale avec descendant actif 1.36 0.80 0.5521

- 31 -

Table 13 : Régression de l’attribution de la performance avec différenciation selon la part de propriété

Cette table présente les coefficients et les écarts types robustes de la régression de l’attribution de la performance pour les différentes stratégies en différenciant les groupes selon la part de propriété. Ces régressions sont basées sur 96 observations, une pour chaque mois pour la période de 8 ans entre janvier 2003 et décembre 2010. Les quatre facteurs de Fama-French (1992, 1993) et Carhart (1997) sont les rendements de portefeuilles à investissement nul qui capturent les effets du marché (RMRF), de la taille (SMB), du rapport valeur comptable/valeur de marché (HML) et du momentum (WML). Alpha mesure le rendement anormal qu’un investisseur aurait reçu en investissant dans le portefeuille, en excès de ce qu’il aurait dû recevoir s’il avait passivement investi dans les quatre facteurs. Le panel A montre les résultats des stratégies utilisant les groupes principaux, à savoir une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales et courte dans celui de firmes non-familiales (colonnes 1 et 2) et une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 3 et 4). Le panel B présente les résultats des stratégies utilisant les subdivisions selon la génération, à savoir une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales au stade fondateur et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 1 et 2), une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales au stade descendant et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 3 et 4) et une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales avec le fondateur seul et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 5 et 6). Le panel C montre les résultats des stratégies utilisant les subdivisions selon la gestion active/passive de la famille, à savoir une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales actives et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 1 et 2) et une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales avec descendant actif et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 3 et 4). Les colonnes numérotées (1) présentent le groupe dont l’actionnaire principal détient entre 20% et 50% des droits de vote et les colonnes numérotées (2) montrent le groupe dont l’actionnaire principal détient plus que 50% des droits de vote. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement. Les écarts types robustes sont entre parenthèses.

Panel A : Régression de l’attribution de la performance par groupes principaux

Firme familiale – Firme

non-familiale Firme familiale – Firme à

actionnariat dispersé

(1) (2) (1) (2)

Alpha 0.0048** 0.0025 0.0069*** 0.0046* (0.0023) (0.0020) (0.0025) (0.0023)

RMRF -0.0280 -0.0901 -0.0579 -0.1200* (0.0617) (0.0584) (0.0631) (0.0640)

SMB 0.0142 -0.2504** -0.0279 -0.2926*** (0.0877) (0.0988) (0.0968) (0.1076)

HML -0.1432 -0.0232 -0.1789* -0.0589 (0.0871) (0.0733) (0.0984) (0.0903)

WML -0.0418 0.0883** -0.0238 0.1063** (0.0694) (0.0424) (0.0821) (0.0532)

N 96 96 96 96 r2 0.0407 0.2380 0.0528 0.2554

- 32 -

Panel B : Régression de l’attribution de la performance selon la génération de la famille

Firme familiale au stade fondateur – Firme à actionnariat dispersé

Firme familiale au stade descendant – Firme à actionnariat dispersé

Firme familiale avec fondateur seul – Firme à

actionnariat dispersé

(1) (2) (1) (2) (1) (2)

Alpha 0.0078* 0.0049 0.0057** 0.0045* 0.0124** 0.0037 (0.0043) (0.0032) (0.0027) (0.0024) (0.0061) (0.0040)

RMRF -0.0673 -0.2059** -0.0499 -0.0790 -0.0840 -0.2335* (0.0996) (0.0998) (0.0837) (0.0640) (0.1793) (0.1193)

SMB -0.1164 -0.3730*** 0.0408 -0.2526** -0.1322 -0.3601* (0.1562) (0.1390) (0.1079) (0.1091) (0.2261) (0.1970)

HML -0.0917 -0.0634 -0.2456** -0.0546 -0.3894 0.0003 (0.1489) (0.1084) (0.1015) (0.0950) (0.2487) (0.1354)

WML -0.1254 0.0608 0.0448 0.1300** 0.0655 0.0412 (0.0997) (0.0644) (0.0864) (0.0549) (0.1579) (0.0572)

N 96 96 96 96 96 96 r2 0.0261 0.1975 0.1451 0.2190 0.0491 0.1552

Panel C : Régression de l’attribution de la performance selon la gestion active/passive de la famille

Firme familiale active – Firme à actionnariat

dispersé

Firme familiale avec descendant actif – Firme à

actionnariat dispersé

(1) (2) (1) (2)

Alpha 0.0076** 0.0043* 0.0099*** 0.0035 (0.0032) (0.0025) (0.0036) (0.0028)

RMRF -0.0777 -0.1115 -0.1028 -0.0619 (0.0793) (0.0685) (0.1073) (0.0732)

SMB -0.0572 -0.3671*** 0.0192 -0.3566** (0.1291) (0.1295) (0.1440) (0.1483)

HML 0.0138 -0.0349 -0.0918 -0.0340 (0.1219) (0.1004) (0.1340) (0.1151)

WML 0.0161 0.1076* 0.0792 0.1590** (0.0917) (0.0622) (0.1088) (0.0761)

N 96 96 96 96 r2 0.0168 0.2762 0.0844 0.2430

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Table 14: Tests de robustesse : changement de modèle

Cette table présente les coefficients et les écarts types robustes de la régression de l’attribution de la performance pour les différentes stratégies en changeant le modèle multi-facteurs. Ces régressions sont basées sur 96 observations, une pour chaque mois pour la période de 8 ans entre janvier 2003 et décembre 2010. Les quatre facteurs de Fama-French (1992, 1993) et Carhart (1997) sont les rendements de portefeuilles à investissement nul qui capturent les effets du marché (RMRF), de la taille (SMB), du rapport valeur comptable/valeur de marché (HML) et du momentum (WML). Alpha mesure le rendement anormal qu’un investisseur aurait reçu en investissant dans le portefeuille, en excès de ce qu’il aurait dû recevoir s’il avait passivement investi dans les quatre facteurs. Le panel A montre les résultats des stratégies utilisant les groupes principaux, à savoir une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales et courte dans celui de firmes non-familiales (colonnes 1 et 2), une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 3 et 4) et une stratégie longue dans le portefeuille de firmes avec un autre grand actionnaire et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 5 et 6). Le panel B présente les résultats des stratégies utilisant les subdivisions selon la génération, à savoir une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales au stade fondateur et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 1 et 2), une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales au stade descendant et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 3 et 4) et une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales avec le fondateur seul et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 5 et 6). Le panel C montre les résultats des stratégies utilisant les subdivisions selon la gestion active/passive de la famille, à savoir une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales actives et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 1 et 2) et une stratégie longue dans le portefeuille de firmes familiales avec descendant actif et courte dans celui de firmes à actionnariat dispersé (colonnes 3 et 4). Les colonnes numérotées (1) présentent les résultats de la régression en utilisant un modèle de marché à 1 facteur et les colonnes numérotées (2) montrent les résultats en utilisant un modèle Fama-French à 3 facteurs. *, **, *** montre le niveau de significativité à 10%, 5% et 1% respectivement. Les écarts types robustes sont entre parenthèses.

Panel A : Régression de l’attribution de la performance par groupes principaux

Firme familiale – Firme

non-familiale Firme familiale – Firme à

actionnariat dispersé

Autre grand actionnaire –Firme à actionnariat

dispersé

(1) (2) (1) (2) (1) (2)

Alpha 0.0030* 0.0037** 0.0049*** 0.0060*** 0.0048** 0.0055** (0.0015) (0.0016) (0.0019) (0.0019) (0.0021) (0.0021)

RMRF -0.0789 -0.1019** -0.1191* -0.1467** -0.0914* -0.1016** (0.0490) (0.0486) (0.0622) (0.0593) (0.0524) (0.0481)

SMB -0.1454* -0.1875** -0.0972 (0.0829) (0.0926) (0.0616)

HML -0.0738 -0.1133 -0.0947 (0.0671) (0.0831) (0.0727)

N 96 96 96 96 96 96 r2 0.0485 0.1150 0.0741 0.1520 0.0400 0.0664

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Panel B : Régression de l’attribution de la performance selon la génération de la famille

Firme familiale au stade

fondateur – Firme à actionnariat dispersé

Firme familiale au stade descendant – Firme à actionnariat dispersé

Firme familiale avec fondateur seul – Firme à

actionnariat dispersé

(1) (2) (1) (2) (1) (2)

Alpha 0.0051* 0.0060** 0.0047** 0.0059*** 0.0064** 0.0076** (0.0027) (0.0028) (0.0019) (0.0019) (0.0031) (0.0033)

RMRF -0.0872 -0.1346* -0.1379** -0.1535** -0.2001** -0.2500*** (0.0726) (0.0803) (0.0665) (0.0593) (0.0802) (0.0925)

SMB -0.2556** -0.1465 -0.2893** (0.1217) (0.0955) (0.1316)

HML -0.0689 -0.1403 -0.1105 (0.0988) (0.0889) (0.1112)

N 96 96 96 96 96 96 r2 0.0215 0.0930 0.0907 0.1494 0.0842 0.1525

Panel C : Régression de l’attribution de la performance selon la gestion active/passive de la famille

Firme familiale active –

Firme à actionnariat dispersé

Firme familiale avec descendant actif – Firme à

actionnariat dispersé

(1) (2) (1) (2)

Alpha 0.0053** 0.0060** 0.0056** 0.0066*** (0.0022) (0.0023) (0.0022) (0.0023)

RMRF -0.1141* -0.1665** -0.1465* -0.1878** (0.0681) (0.0763) (0.0841) (0.0816)

SMB -0.2624** -0.2353* (0.1225) (0.1251)

HML -0.0367 -0.0836 (0.0967) (0.1171)

N 96 96 96 96 r2 0.0529 0.1643 0.0745 0.1487

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Annexe

Annexe 1 : Statistiques descriptives des autres grands actionnaires par type

Cette table présente les statistiques descriptives des variables d’intérêt (rendements des titres (en %), beta et écart) pour les différentes sortes d’autre grand actionnaire (Etat, investisseur privé, autre entreprise à actionnariat dispersé, autre entreprise financière à actionnariat dispersé et actionnaire inclassifiable). Seule la moyenne est présentée.

Etat Investisseur

privé

Autre entreprise à actionnariat

dispersé

Autre entreprise

financière à actionnariat

dispersé

Actionnaire inclassifiable

Moyenne Moyenne Moyenne Moyenne Moyenne

Rendements des titres (%)

0.62 0.81 1.23 -0.38 1.10

Beta 0.58 0.98 0.48 1.30 0.63

Ecart 0.02 0.05 0.00 0.00 0.02

N 713 1644 548 427 426