3.1 L’estimation sur l’ensemble de l’échantillon

Le tableau 28 présente les résultats de l’estimation de l’équation (53) avec l’estimateur d’Arellano et Bond en utilisant deux ensembles d’instruments, se différenciant par le nombre de retards utilisés.

Le premier ensemble d’instruments est constitué des valeurs retardées des variables explicatives de deux périodes et plus (colonne (1a) du tableau 1), tandis que le second ensemble utilise ces mêmes variables mais retardées de trois périodes ou plus (colonne (1b)). Comme l’ont suggéré Arellano et Bond (1991), nous utilisons le test de Sargan pour analyser la validité des instruments. Ce test rejette l’hypothèse de validité des instruments retardés de deux périodes et plus. En revanche, nous acceptons l’hypothèse de validité des instruments retardés de trois périodes et plus, au seuil de 1%. Ce choix est d’autre part cohérent avec les résultats obtenus : l’estimation utilisant le premier ensemble d’instruments aboutit à des valeurs invraisemblables des coefficients estimés (le coefficient estimé de est supérieur à l’unité⁷¹). En revanche, les résultats issus de l’estimation utilisant comme instruments les variables explicatives retardées de trois périodes et plus, sont interprétables économiquement.

Tableau 28 Estimation de l’équation (53) par la méthode d’Arellano et Bond avec deux ensembles différents d’instruments

Variable expliquée:	472 entreprises de 1989 à 1996 3096 observations
Retards des instruments	( 1a ) t-2, t-3, ...		( 1b ) t-3, t-4, ...
Δ	1,885	(14,59)***	0,349	(1,82)*
Δ	-2,677	(16,07)***	-0,799	(3,47)***
Δ	0,0002	(2,29)**	0,0002	(6,50)***
Δ	0,0015	(1,87)*	0,0001	(0,26)
Δ	0,070	(3,11)***	0,038	(2,22)**
Δ	-0,0008	(0,81)	-0,0009	(1,27)
Proba i	-0,083	(1,63)	-0,053	(1,15)
Constante	0,037	(1,45)	0,013	(0,58)
Test de Sargan ; degrés de liberté	116,62	; 42	56,09	; 34
Test de corrélation d’ordre 2	-2,802		-2,41
Test de Wald ; degrés de liberté	316	; 7	271	; 7

Notes:. Proba: probabilité estimée de présence continue dans l’échantillon. La statistique du test de Sargan, sous l’hypothèse H0 de validité des instruments, est distribuée selon un avec p le nombre d’instruments et k le nombre de coefficients estimés. La statistique du test de corrélation d’ordre 2 suit une loi normale centrée réduite sous l’hypothèse H0 d’absence d’autocorrélation. Le test de Wald de significativité globale des coefficients (hors constante) suit une distribution . Les valeurs absolues de la statistique de Student sont indiquées entre parenthèses: coefficient significatif au seuil de 10% (*), au seuil de 5% (**) et au seuil de 1% (***).

Pour confirmer la pertinence de ce choix, nous avons comparé les résultats de cette estimation avec d’autres types d’estimateurs: l’estimateur d’Arellano et Bond est bien encadré par l’estimateur ’within’ et celui des moindres carrés quasi généralisés (voir en annexe 8 le détail des résultats). De plus, le test de Wald indique que l’on ne peut pas rejeter l’hypothèse de significativité jointe des coefficients. Le risque de présence d’autocorrélation d’ordre deux (seuil de 1%) est à prendre en compte, les résultats obtenus doivent en conséquence être nuancés.

Les coefficients estimés des variables sont significativement différents de zéro, le premier est positif, et le second négatif: le taux d’accumulation de la période passée a une influence positive sur le taux d’accumulation présent mais à un taux décroissant. On note que le comportement d’accumulation du capital dépend de l’activité de l’année précédente, prise en compte par le rapport du chiffre d’affaire au capital. En revanche, la variable de profitabilité ne semble pas influencer de façon significative.

Le coefficient estimé de la variable est significatif. Toutefois, il n’est pas négatif comme le prédit le modèle. Théoriquement, la significativité de cette variable (avec un signe négatif) indique la présence d’un plafonnement du niveau d’endettement (contrainte du modèle développé dans la section précédente). D’autres études trouvent un résultat comparable, et face à cette contradiction avec le modèle théorique, les auteurs invoquent plusieurs types d’effets. Hansen et Lindberg (1997) constatent sans donner d’explication: ’the coefficients on the earning ratio, the debt ratio, and the debt ratio squared [...] all have wrong signs’ (page 30). Mais cela n’est pas très constructif. On pourrait invoquer des raisons économétriques, comme Galeotti, Schiantarelli et Jaramillo (1994) semblent le faire: ’estimating Euler equations in the case of the CB [Centrale de Bilani, données d’entreprises italiennes] sample proved very hard as variables were often wrongly signed or insignificant’ (page 128).

Pour notre part, nous revenons au modèle théorique. En effet, la méthode économétrique, ne semble pas à remettre en cause car les résultats obtenus en utilisant la méthode des moindres carrés ordinaires ou la méthode des moindres carrés quasi généralisés sont comparables (voir en annexe 8 pour les résultats obtenus).

Pour Harris, Schiantarelli et Siregar (1994) également, ’this seems to suggest that, for large firms, having a higher degree of leverage increase their ability to raise external funds. Having obtained debt in the past may act as a signal to financial intermediaries of firms’ creditworthiness’ (page 41). Au Maroc, les banques semblent adopter ce comportement, comme le confirme le signe positif de la variable endettement. Nous verrons par la suite que nous retrouvons le même résultat que Harris, Schiantarelli et Siregar (1994) dans le sens où cette variable est significativement positive uniquement pour les grandes entreprises (avant la libéralisation financière).

Notons enfin que la variable ne semble pas influencer le taux d’investissement des entreprises, signe de l’absence de coûts liés à des asymétries d’information entre la banque et l’entreprise. En effet, cette variable est censée prendre en compte la présence d’une prime à l’accès à des financements externes.

Il semble donc dans cette première approche que les entreprises manufacturières marocaines connaissent un environnement de marché des capitaux sans fortes asymétries d’information entre banquiers et emprunteurs, mais il semble que les entreprises déjà endettées arrivent à financer plus facilement leurs investissements.

Ces résultats ne prennent pas explicitement en compte les réformes du marché des capitaux entreprises au Maroc au début des années 90. Afin d’évaluer l’impact de ces réformes sur les relations banques/entreprises au Maroc, nous distinguons maintenant deux périodes lors de l’estimation de la fonction d’investissement.