existe-t-il un effet p - Hal-SHS

Existe-t-il un effet P.E.R. réalise et previsionnel ? Évidence empirique sur la Bourse de Paris de 1991 à 2001 NGUYEN THI THANH Huyen( Résumé
Plusieurs études récentes mettent en évidence la présence d'un effet PER
sur les grands marchés boursiers dans le monde. Cependant, certaines études
les contredisent. Dans cet article, nous présentons l'évidence qu'il existe
bien un effet PER réalisé à la Bourse de Paris durant la période récente de
1991 à 2001. Par contre, l'existence d'un effet engendré par les PER
anticipés est moins certaine parce que les mesures de performance standard
donnent des résultats contradictoires. Enfin, nous montrons que
l'allongement de l'horizon de prévision de bénéfice ainsi que celui de la
période de conservation de portefeuille conduisent à l'affaiblissement,
voire la disparition de ces effets. Ce phénomène peut être expliqué en
partie par la caractéristique relativement précise des prévisions de
bénéfices données par les analystes et la capacité du marché à corriger les
sur-réactions et les sous-réactions des investisseurs.
Mots clés : PER, anomalie, performance, portefeuille, stratégie
d'investissement.
Abstract
Numerous recent studies highlight the presence of a PER anomaly in the
large stock exchange markets throughout the world. Meanwhile, some research
provides contrary results. In this article, we provide evidence that the
anomaly caused by the use of trailing PER did exist in the Paris Stock
Exchange during the period from 1991 to 2001. Nevertheless, the presence of
the anomaly generated by projected PERs is less certain because of
contradictory results given by standard performance measures. Finally, we
show that lengthening the benefit forecast horizon and portfolio
conservation period may lead to the weakening, even the disappearance of
these effects. This phenomenon can be partially explained by the fairly
accurate analysts' benefit forecasts and the market capacity to adjust the
over- and under-reactions of investors.
Keywords: PER, anomaly, performance, portfolio, investment strategy.
Introduction Le concept de marché "informationnellement efficient" suggère que le PER
(price earnings ratio ou rapport cours/bénéfice) reflète ce que pensent les
investisseurs de la croissance future de l'entreprise. Selon cette théorie,
les valeurs ayant des bénéfices connaissant actuellement une augmentation
ou dont la croissance est prévue à long terme sont associées à des PER
élevés[1]. En d'autres termes, ces valeurs sont susceptibles d'être plus
rentables que celles ayant des PER plus faibles.
Cependant, plusieurs études académiques contredisent cette théorie en
démontrant que les actions aux PER faibles (actions "value") sont plus
performantes que celles aux PER élevés (actions "growth")[2]. Ce phénomène
nommé l'anomalie ou l'effet lié au PER existe presque sur tous les grands
marchés boursiers du monde et fait l'objet d'un débat assez intense. Basu
(1977) est le premier à étudier ce problème. Il trouve qu'au New York Stock
Exchange, les actions aux PER faibles sur-performent celles aux PER élevés
durant la période d'avril 1957 à mars 1971. De nombreuses études ont repris
les travaux de Basu en empruntant la même méthodologie. Ces études
examinent l'effet PER soit sur différents marchés, soit sur le même marché
mais pour des périodes différentes. La plupart d'entre elles parviennent
aux mêmes conclusions que Basu. Il convient de citer ici les études de
Jahnke, Klaffke et Oppenheimer (1987), Tseng (1988), Keim (1990), Klein et
Rosenfield (1991), Girerd Potin (1991), Hamon et Jacquillat (1991) et Goff
(1994).
En ce qui concerne la France, les travaux de Girerd Potin (1991) et ceux de
Hamon et Jacquillat (1991) démontrent que l'effet PER existe bel et bien à
la Bourse de Paris, au moins pendant les périodes qu'ils analysent. Sur une
base de données de 128 à 165 titres qui portent sur dix ans (de 1977 à
1987), Girerd Potin trouve que les portefeuilles aux petits PER sont plus
rentables que les portefeuilles aux grands PER. La rentabilité maximale
ajustée par le niveau de risque le plus élevé est atteinte par un
portefeuille intermédiaire. De même, les travaux de Hamon et Jacquillat
effectués sur des données de 1980 à 1989 confirment la présence de cet
effet. De plus, ils démontrent que cet effet s'atténue lorsque la date de
formation des portefeuilles est éloignée de la date de clôture des comptes
et, plus surprenant encore, que les firmes aux PER négatifs obtiennent les
rentabilités annuelles les plus importantes.
Dans le même temps, quelques auteurs trouvent des résultats contraires. En
examinant 1168 actions cotées au NYSE pendant la période de janvier 1979 à
janvier 1985, Stafford, Fiore et Zuber (1989) obtiennent des résultats très
différents de ceux de Basu, bien qu'il s'agisse du même marché, le New York
Stock Exchange. Sur le Toronto Stock Exchange, Bartholdy (1993) détecte
également l'absence d'effet PER. Ceci est confirmé de nouveau par Said
(1994).
Non seulement la présence de l'effet PER est discutable, mais son
implication économique reste encore mystérieuse. D'un côté, Gired-Potin
(1991), Fama et French (1992) argumentent que la rentabilité supérieure du
portefeuille aux PER faibles ne représente qu'une compensation au risque
encouru. En effet, Gired-Potin trouve que les firmes à bas PER ont les
risque tant systématique que total plus forts que celles à haut PER.
L'utilisation de CAPM plus généraux que le modèle initial, le recours à des
tests sur la distribution de rentabilité ne sont pas plus capables
d'éliminer les anomalies. De l'autre côté, Lakonishok, Shleifer, et Vishny
(1994) prennent plutôt position en faveur de l'hypothèse que les titres aux
PER faibles sont sous-évalués par rapport à leur risque et aux
caractéristiques de leur rentabilité en raison de l'irrationalité des
investisseurs.
Pourquoi ces résultats contradictoires ? L'effet PER est-il spécifique pour
chaque marché et pour chaque période ? Quelles sont les sources de cette
anomalie ? Ce débat n'est pas clos !
Le premier objectif de notre étude est de contribuer à ce débat en
utilisant les données assez récentes portant sur 120 valeurs cotées à la
Bourse de Paris entre 1991 et 2001. A la différence des travaux antérieurs,
notre étude analyse pour la première fois l'effet PER prévisionnel, dans le
but de savoir lequel du PER réalisé ou d'un des PER anticipés constitue
l'indicateur de placement le plus fiable. Nous proposons également une
extension de la période de conservation du portefeuille à trois ans et à
cinq ans, ce qui correspond à l'horizon de moyen terme d'un placement en
actions (mais non pas d'une spéculation). Ceci a pour but d'éviter des
biais de surévaluation ou de sous-évaluation causés par les
caractéristiques transitoires du bénéfice de la dernière année fiscale.
Dans cet article, nous allons démontrer que l'effet PER s'affaiblit lorsque
l'horizon de prévision de bénéfices et la période de conservation de
portefeuille s'allongent
À la suite de la présente introduction, nous commençons, dans une première
section par donner un bref résumé de l'étude de base sur l'effet PER -
l'étude de Basu (1977). La deuxième section est consacrée à la présentation
des données et de la méthodologie retenue. Dans la troisième section, nous
nous attachons à démontrer l'existence de l'effet PER réalisé. Dans la
quatrième section, nous tentons de tester la présence de l'effet PER
prévisionnel et d'étudier les implications des résultats obtenus. Notre
étude se termine par une brève conclusion. 1. Le standard "Basu" Basu (1977) examine le NYSE sur la période de 1956 à 1971 et trouve que les
actions aux PER faibles réalisent des rentabilités (avant et après
ajustement pour le risque) significativement plus grandes que celles aux
PER élevés.
L'échantillon comporte 500 firmes qui clôturent leurs exercices le 31
décembre. Sur la base de cet échantillon, 5 portefeuilles sont formés au
1er avril selon le niveau du PER. Ensuite, les rentabilités mensuelles
brutes de chaque portefeuille sont calculées sur douze mois à partir du 1er
avril en pratiquant une politique d'"achat-conservation". Cette procédure
est répétée chaque année et les portefeuilles sont recomposés chaque 1er
avril.
La performance des portefeuilles est mesurée par les régressions suivantes
:
rp, t - rf, t = (p, f + (p, f (rm, t - rf, t)
rp, t - rz, t = (p, z + (p, z (rm, t - rz, t)
rp, t : logarithme népérien de 1 plus la rentabilité mensuelle du
portefeuille
rm, t : logarithme népérien de 1 plus la rentabilité mensuelle du
portefeuille de marché
rf, t : logarithme népérien de 1 plus la rentabilité mensuelle du Bons du
Trésor américains à 30 jours
rz, t : logarithme népérien de 1 plus la rentabilité mensuelle du
portefeuille à bêta nul Les résultats obtenus montrent que, sur toute la période, les rentabilités
moyennes annuelles des deux portefeuilles aux PER les plus faibles
s'établissent à 13,5 % et 16,3 % alors que celles des deux portefeuilles au
plus hauts PER ne sont que 9,3 % et 9,5%. Cependant, contrairement à la
théorie financière, ces plus fortes rentabilités ne sont pas associées aux
plus hauts niveaux de risque systématique. En terme des rentabilités
anormales (mesurées par (p), le portefeuille au PER le pl