Résumé La sélection d’un mode d’entré sur un marché étranger est une décision qui repose sur la compréhension parfaite de certains déterminants fondamentaux qui sont nombreux et variés, mais surtout complexes, d’où la nécessité de les analyser








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PERFORMANCE DE L’INVESTISSEMENT DIRECT A L’ETRANGER (IDE) : ROLE MODERATEUR DE L’INCERTITUDE EXTERNE

CAS DES ENTREPRISES ETRANGERES IMPLANTEES EN TUNISIE



SHILI Aïcha
Enseignante chercheur à la Faculté des Sciences Economique et de Gestion de Sfax

shiliaica@voila.fr
Pr. Romdhane KHEMAKHEM

Professeur à l’Institut de Haute Etudes Commerciale de Sfax

romdhanekhemakhem@yahoo.fr


Résumé

La sélection d’un mode d’entré sur un marché étranger est une décision qui repose sur la compréhension parfaite de certains déterminants fondamentaux qui sont nombreux et variés, mais surtout complexes, d’où la nécessité de les analyser.

La théorie des coûts de transaction a essayé de donner une explication et une analyse pour cette sélection. Ses attributs (la spécificité des actifs et l’incertitude) constituent les plus importants déterminants. Aussi le choix du mode d’implantation est un élément essentiel pour la performance de l’entreprise.

Mots clés : Mode d’entrée, Coût de transaction, Spécificité des actifs, Incertitude, Performance, Variable modératrice

Abstract:

The selection of the input mode to a foreign market is a decision based on the perfect understanding of a variety of fundamental and complex determinants. That’s why there is a need to analyze. The theory of transaction costs has tried to give an explanation and an analysis of this selection. Its attributes (asset specificity and uncertainty) constitute the most important determinants. The choice of the implementation means is essential to the company’s performance.

Keywords: Entry Mode, Transaction cost, Asset specificity, Uncertainty, Performance, Moderator variable


Introduction

Le choix du mode d’entrée sur le marché étranger est une des décisions les plus importantes dans l'expansion internationale de l’entreprise. Cette question critique (critical issue) constitue un des sujets d’intérêt puissant et croissant dans la recherche en marketing international.

Puisque le choix du mode d'entrée est une décision économique, l’entreprise qui vise le développement international, doit choisir la structure de direction de ses échanges étrangers qui lui offre les meilleurs rendements au minimum des coûts (Williamson, 1985 ; Anderson & Gatignon, 1986 ; Hennart, 1988, Brouthers et al.2002). De ce fait, la théorie des coûts de transaction offre un cadre de réflexion et d’analyse très intéressant pour un tel type de décision. Elle est spécialement efficace pour l’explication des décisions d’intégration des structures de gouvernance des activités à l‘étranger (Rindfleich & Hiede ,1997).

Partant de l’hypothèse de ‘‘défaillance du marché’’, la théorie de coûts de transaction met l’accent sur deux attributs extrêmement puissants, à savoir la spécificité des actifs de transaction et l’incertitude entourant cette dernière (Williamson, 1985, 1991).

La théorie des coûts de transaction indique qu’en situation de présence d’actifs spécifiques et en situation d’incertitude, l’entreprise peut faire ses transactions tout en atteignant ses objectifs qui sont la réduction de ses coûts et l’amélioration de sa performance (Geringer & Hebert 1991; Masten, 1993; Beamish, & Makino. 1996; Aulakh & Kotabe, 1997; Glaister, & Buckley, 1998; Shrader, 2001 ; Brouthers & Brouthers, 2003). Glaum & Oesterle (2007) ont suggéré que le choix du mode d’entrée, qui est en réalité un processus très complexe, possède un impact sur la performance des entreprises, mais qui ne se matérialisera que dans le temps.

Donc, l’analyse de la relation entre le choix du mode d’entrée et la performance a pris une grande part d’importance dans le domaine de recherche académique principalement, au terme de la théorie des coûts de transaction. Cependant, contrairement aux recherches sur la sélection du mode d'entrée, il est rare de retrouver des études empiriques établissant le lien entre le choix de mode d'entrée et la performance (Shaver, 1998 ; Brouthers et al. 1999 ; Brouthers et al. 2002 ; Chen et Hu, 2002 ; Kim et Gray, 2008).

D’ailleurs, même les études ayant examiné cette relation ne représentent que de simples comparaisons entre les différents modes d'entrée, avec quelques exceptions telles que celles de (Shaver, 1998 ; Brouthers et al.1999 ; Brouthers et al. 2002 ; Chen & Hu, 2002). Tous ces auteurs ont soutienne la nécessité de faire des recherches pour l’identification des déterminants de choix et pour l’évaluation de l’influence de ce choix sur la performance du mode d’investissement au sein du même cadre de réflexion et d’analyse.

Pour ces différentes raisons, il nous semble qu’il est tout à fait opportun de prendre part à l’étude de la problématique de la performance des modes d’entrée sur le marché étranger et d’essayer de répondre aux questions suivantes :

    • Quels sont les déterminants des coûts de transaction de choix du mode d’investissement direct à l’étranger ?

    • Dans quelles mesures ce choix influence-t-il la performance de l’entreprise ?

Revue de la littérature

L’investissement direct à l’étranger 

La recherche croissante sur le thème de l’investissement direct à l’étranger nous offre des nombreuses définitions dont nous pouvons citer celle donnée par World Investment Report: l’investissement direct à l’étranger est une activité, grâce à elle, un investisseur résidant dans un pays exerce ses activités de production, commerciales et financières. Il est en face de deux décisions stratégiques. En premier lieu, il peut s’associer à un partenaire local pour créer une filiale commune « joint-venture » (Madhok 1997). Et deuxième lieu, il peut établir une filiale en propriété exclusive (Desislova & Arjen, 2007).

Les déterminants de l’investissement direct à étranger 

Plusieurs des travaux antérieurs (Hill et al. 1990 ; Hennart, 1991 ; Rindfleisch & Heide,1997) ont utilisé la théorie des coûts de transaction pour identifier les déterminants qui poussent une firme de choisir un mode approprié pour son engagement dans les opérations à l’étranger.

La théorie du coût de transaction 

La théorie des coûts de transaction a reçu une attention considérable dans la littérature marketing international. Plusieurs chercheurs (Hennart, 1991 ; Makino & Neupert, 2000 ; Brouthers et al.2002 ; Jayatilaka et al. 2003) ont essayé d’apporté une contribution importante pour développer et affiner son cadre conceptuel initial.

Les attributs des coûts des transactions

La décision de choix du mode de pénétration sur un marché étranger, est expliquée par la théorie de coût de transaction en mobilisant trois « attributs de transaction » : la spécificité des actifs, l’incertitude et la fréquence de transaction.

La spécificité des actifs 

D’après l’examen de la littérature antérieure (Anderson & Gatignon 1986,Hennart 1988, Barthélemy,1999 , Anand & Delios,1997,Chen & Hu, 2002), un actif est qualifié de spécifique lorsqu’il est développé ou adapté pour une activité précise.

L'incertitude :

Elle est définie par Chenhall (2003) comme étant les situations dans lesquelles les probabilités ne peuvent être attachées et les éléments de l’environnement ne sont pas prévisibles. Elle est un facteur environnemental intéressant, pour le choix du mode d’entrée sur un marché étranger, surtout lorsqu’elle est combinée avec la rationalité limitée et l’opportunisme des agents économiques. Il existe deux formes d'incertitude : interne (liée au manque de connaissance vis-à-vis du pays d’accueil ce qui accroît le risque de l’investissement, Zhao et al. 2004) et externe (liée aux conditions économiques et politiques dans le pays d’accueil qui affectent l’efficacité des transactions dans ce pays, Anderson et Gatignon, 1986 ; Agarwal et Ramaswami ,1992).

Hypothèses de la recherche 

L’effet de la spécificité des actifs 

La variable de la spécificité des actifs est introduite dans notre présente étude car elle est abondamment discutée dans la littérature. Son effet sur le choix du mode d’investissement direct à l’étranger a été discuté dans les travaux théoriques et souvent testé dans des études empiriques (Anderson et Gatignon, 1986, Teece 1988 ; Hill et al. 1990 ; Chen et Hu ,2002 ; Brouthers et Nakos, 2004 ; Zhao, et al.2004 ; K.arine, 2008).

Brouthers et al. (2002) ont montré que les entreprises équipées avec des niveaux élevés des actifs spécifiques préfèrent une filiale en propriété exclusive à une joint-venture afin d'empêcher l’exploitation de leurs actifs par leurs partenaires locaux. Cette argumentation a été renforcée par les théoriciens des coûts de transaction (Anderson & Gatignon (1986) qui ont postulé que les entreprises, grâce au contrôle total, peuvent minimiser les risques et les coûts liés au transfert de leurs actifs spécifiques. Sur la base de ce raisonnement, nous pouvons dire les entreprises disposant des actifs spécifiques préfèrent un mode à niveau de contrôle élevé, ceci nous permet de présenter l’hypothèse suivante :

H1 : Plus la spécificité de transaction est élevée, plus le choix de la société mère est dirigé vers une structure en propriété exclusive.

L’effet de l’incertitude

Les deux incertitudes (externes et internes) entourant l'opération peuvent influencer le choix du mode d'entrée (Zhao et al. 2004). La relation entre l’incertitude et le choix de mode a été étudiée et analysée depuis des années afin de faire une distinction claire, à la fois théoriquement et empirement, entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture.

Les résultats en ce qui concerne les effets des incertitudes externes sur le choix du mode d'entrée ont été soutenus empiriquement dans un certain nombre d'études (Anderson & Gatignon, 1986, Hennart, 1988 ; Agarwal et Ramaswami, 1992 ; Brouthers et al. 2002).

Puisque, l’incertitude est liée au manque de connaissance vis à vis de pays d’accueil (Makino & Delios, 1996), les entreprises qui visent l’investissement sur des marchés caractérisés par des incertitudes élevées préfèrent les modes de coentreprise pour réduire les risques, en réduisant leur engagement de ressources (Erramilli et Rao, 1993 ; Delios & Beamish, 1999).

Les entreprises qui perçoivent un degré élevé d'incertitude externe font des coopérations avec des partenaires locaux, tandis que les entreprises qui perçoivent un faible degré d'incertitude externe sont plus susceptibles de créer une filiale propre (Jonas et al. 2009).

Dès lors, nous pouvons conclure qu’une joint-venture avec un partenaire local est un mode d’entrée qui peut aider l’entreprise à surmonter ces désavantages au début des activités à l’international

D’où nous pouvons poser l’hypothèse suivante :

H2 : Plus le degré de l’incertitude est élevé, plus la gouvernance par une joint-venture est préférée à une filiale en propriété exclusive.

L’effet modérateur de l’incertitude externe 

L'incertitude contextuelle découle de l'évolution des conditions institutionnelles telles que la volatilité politique, économique, juridique et culturelle. Donc elle se réfère simplement à la volatilité de l'environnement externe de l'entreprise qui le rend difficile d'écrire des contrats complets (Anderson & Gatignon ,1986).

La théorie des coûts de transaction a suggéré que puisque l'incertitude contextuelle est généralement au-delà du contrôle de l'entreprise (Root,1988), les entreprises choisissent les modes d’entrée avec un niveau de contrôle faible (une entreprise commune), afin de conserver une certaine souplesse par rapport aux changements de marché (Williamson 1975 ; Anderson et Gatignon 1986).

Teece (1988), a suggéré lorsque l’incertitude et les actifs spécifiques à la transaction sont élevés, les entreprises qui désirent l’expansion internationale vont choisir une filiale en propriété exclusive. Les entreprises ayant des actifs et des compétences spécifiques seront capables de négocier avec les principaux acteurs de cet environnement pour obtenir des concessions qui lui fourniraient l’immunité nécessaire contre les facteurs de l’incertitude (Agarwal et Ramaswami, 1991 ; Khemakhem, 2006).

A cet effet, nous pouvons avancer l’hypothèse suivante :

H3 : l’impact de la spécificité des actifs sur le choix du mode d’investissement direct à l’étranger peut être modéré par l’incertitude externe

Il est opportun de signaler que cette hypothèse sera soustraite en trois sous-hypothèses suivantes relatives chacune à une source de la volatilité de l’environnement :

H 3.a : l’impact de la spécificité des actifs sur le choix du mode d’entrée peut être modéré par l’incertitude de la demande

H 3.b : l’impact de la spécificité des actifs sur le choix du mode d’entrée peut être modéré par l’incertitude de la concurrence

H 3.c : l’impact de la spécificité des actifs sur le choix du mode d’entrée peut être modéré par l’incertitude de la réglementaire

L’effet du choix du mode d’IDE sur la performance

Le choix du mode d’entrée sur le marché étranger influence les diverses activités de l’entreprise comme la productivité, les niveaux de marge et la rentabilité. Il peut être utilisé pour aider l'entreprise de s'implanter avec succès sur un marché étranger et renforcer sa compétitivité internationale. Les recherches antérieures (Tang et Yu, 1990 ; Brouthers et al. 2002 ; Chen et Hu 2002) ont examiné les conséquences de choix du mode d’implantation sur la performance relative du chaque mode.

Une attention particulière s’est accordée à la relation entre la théorie de coût de transaction et le choix du mode d’entrée. Cette attention s’est manifestée par un nombre accru de recherches. Brouthers et al. (2002) ont suggéré que les entreprises qui utilisent cette théorie dans le choix mode de gouvernance étaient significativement plus performantes que les entreprises qui n'utilisent pas.

De même, (Poppo et Zenger, 1998 ; Chen et Hu 2002) ont soutenu cette idée car la théorie de coût de transaction fournit aux gestionnaires une méthode "pour maximiser les performances en distinguant les structures de gouvernance par des attributs, qui diffèrent par leurs performances".

Plusieurs chercheurs tels que (Harrigan 1985 ; Kogut 1988 ; Klein et al. 1990 ; Zajac & Olsen ,1993 ; Dyer, 1997) ont suggéré que les entreprises peuvent sacrifier les avantages de coût dans les différents niveaux de leur intégration afin d'améliorer leur position concurrentielle. Nous pouvons poser l’hypothèse suivante :

H4: il y a une différence significative entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture en point de vue performance.

H4a: il y a une différence significative entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture en point de vue rentabilité.

H4b: il y a une différence significative entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture en point de vue coût.

Méthodologie de la recherche

Justification du cadre d’analyse 

Nous avons choisi le marché tunisien comme étant un contexte pour notre recherche vu son développement croissant et sa place cruciale dans les échanges internationaux, et aussi vu la rareté des études réalisées sur ce marché.

Suite à la difficulté de l’obtention d’une base de sondage de toutes les entreprises étrangères implantées en Tunisie, de la part de l’API (agence de promotion de l’industrie), nous avons choisi un échantillon par la méthode par convenance pour sélectionner notre échantillon.

Avec l’aide des quelques responsables de bureaux régionaux de l’API et leurs contacts effectués à ces sociétés, seulement 234 entreprises ont accepté la collaboration pour faire ce travail, soit 9,7 % de la population de référence. Ce nombre (234) est accepté par référence à divers travaux antérieurs et aussi il respecte le taux multiplicateur du nombre d’items dans la recherche selon (Nunally, 1967).

Par ailleurs, il est à noter que suite à la réticence de certains investisseurs étrangers et responsables dans certains cas et suit à un changement d’adresse ou à un arrêt d’activité, à la fin de notre enquête nous avons rassemblé que 135 questionnaires dont 112 questionnaires valides et 23 questionnaires non valides puisqu'ils contiennent des réponses incomplètes ce qui présente 47% comme taux de réponse.

Méthode d’analyse des données

Tout d’abord, nous avons vérifié unidimensionnalité des échelles de mesure en faisant appel à l'analyse en composantes principales (ACP). Après l’élimination des items qui ont des contributions factorielles faibles, nous avons obtenu des facteurs faibles. Ce résultat est apprécié davantage avec les indices de fiabilité reliés aux facteurs retenus jugés acceptables.

Et avant de passer à l’analyse factorielle confirmatoire, nous sommes appelés à vérifier la normalité en utilisant deux critères (Skewness et Kurtosis) et la multinormalité en recourant au coefficient de concentration multivariée de Mardia (Roussel et al. 2002, p47). Ces deux conditions sont vérifiées dans notre recherche.

Puis, pour évaluer l’ajustement du modèle de mesure, nous allons faire recours à plusieurs indices. Nous avons constaté que les indices d’ajustement ne sont pas tous conformes aux seuils admis par Roussel et al. (2002, p74). Après avoir obtenu une qualité d’ajustement des modèles bonne, nous avons passé à vérification de la fiabilité en recourant au calcul du Rhô de Jöreskog. Nous constatons qu’un niveau de fiabilité assez satisfaisant pour tous les construits (la spécificité des actifs, l’incertitude et la performance).

Ensuite, nous pouvons conclure que la validité convergente est vérifiée en utilisant le ratio (VME).

Enfin, la validité discriminante (comparaison de VME par chaque construit au carré du lien structurel entre ce même construit et les autres constituants le modèle de mesure, Fornell et Larcker 1981), nous avons constaté que la validité discriminante est vérifiée.

Pour notre étude, nous avons jugé l’analyse discriminante comme la méthode d’analyse des données la plus appropriées. En effet, cette méthode permet d’expliquer un phénomène mesuré sur une échelle nominale (le choix du mode d’investissement direct à l’étranger) par des variables métriques (la spécificité des actifs, l’incertitude « interne et externe » (Evard et al. 2003).

La vérification des conditions d’application de l’analyse discriminante

La multinormalité des variables explicatives

Pour vérifier la multinormalité des variables, le rapport entre le coefficient d’asymétrie et celui d’aplatissement et leurs erreurs doit être compris entre [-2 ; 2] (SPSS). En effet, l’examen des coefficients d’asymétrie (Skewness) et d’aplatissement (Kurtosis) montre que les variables explicatives de notre recherche suivent une loi normale. (Voir Annexe)

L’égalité des matrices variance-covariance

Le test de M de Box permet de tester l’égalité des matrices de variance-covariance. La valeur de M de Box est égale à 57,210 et le test de F est égal à 1,455. Toutefois, le risque de rejet de H0 (égalité des matrices de variance-covariance) est faible (signification 3,8 % <5%) (Voir Annexe).

La condition de l’égalité des matrices de covariances n’est pas donc vérifiée pour le cas de notre étude. Dans ce cas, il s’avère nécessaire de répéter une deuxième analyse pour vérifier si l'utilisation des matrices de covariance séparées change la classification (SPSS).

En comparant les résultats de classement de la première analyse et ceux de la deuxième (voir Annexe), nous remarquons que ces résultats n’ont pas beaucoup changé. Donc, la non-vérification de cette condition ne remet pas en cause la procédure d’estimation.

Absence de multi colinéarité entre les variables explicatives

La multicolinéarité est facilement détectable à l’aide d’une simple matrice de corrélation, si deux des variables indépendantes sont corrélées ensemble à 0,7 ou plus, cela crée probablement de la multicolinéarité.

En examinant la matrice de corrélation, nous remarquons que les corrélations entre toutes les variables explicatives sont faibles et sont inférieurs à 0,7. Donc, la condition de multicolinéarité est vérifiée.

L’évaluation de la fonction discriminante :

Le caractère significatif 

La fonction discriminante n’est pas pertinente que si elle arrive à distinguer entre les groupes.

Il s’agit de tester l’hypothèse nulle H0 selon laquelle, il n’existe pas de différence de moyennes entre les deux groupes. Deux statistiques permettent de tester cette hypothèse : la statistique de Lambda de Wilk’s et la statistique de Chi 2.

Plus la statistique de Fisher attribuée à une variable est grande, plus celle-ci est discriminante. A l’inverse, plus le lambda de Wilks est haut, moins la variable est discriminante.

Nous remarquons que deux variables sont significativement discriminantes : «l’actif produit» et « actif marque» qui ont respectivement un seuil de risque de 0,042 et 0,043 (inférieur à 0,05). (Voir Annexe)

Le pouvoir explicatif :

La valeur de la corrélation canonique permet de déterminer la part de variabilité attribuée à la différence entre les groupes par rapport à la variabilité au sein des groupes. Plus cette valeur est élevée, plus il est possible de déterminer les facteurs discriminants.

L’analyse a identifié une seule fonction discriminante significative qui explique 100 % de la variance. En effet, cette fonction a une corrélation canonique de 0,826, sa valeur au carré s’interprète comme le pourcentage de la variable dépendante expliqué globalement par le modèle. Dans notre cas, les variables explicatives arrivent à expliquer 68% ((0,826)²) de la variance de la variable dépendante, ce qui prouve que la fonction discriminante se dote d’un pouvoir explicatif fort.

Les résultats de l’analyse discriminante

Le test de la qualité descriptive de la fonction discriminante

Les poids discriminants standardisés s’interprètent de la même manière que dans une régression. En effet, ils traduisent le poids de chaque variable dans la formation de l’axe. Nous préférons d’analyser les coefficients standardisés car ceux-ci ne tiennent plus compte des unités de mesure des variables. Plus un coefficient est élevé, plus le facteur correspondant a un pouvoir discriminant important entre les deux groupes.

Selon les résultats de notre étude, nous pouvons déduire que les différences des moyennes entre les deux groupes sont attribuées principalement à six facteurs : l’actif produit, l’actif physique, l’incertitude de la demande, l’actif humain, l’actif marque et l’actif marketing. Ce sont ces six facteurs qui peuvent discriminer les plus entre une entreprise qui décide de créer une filiale en propriété exclusive et celle qui décide de faire une joint-venture avec des partenaires locaux. (Voir Annexe)

Ainsi, les entreprises étrangères en Tunisie ont tendance à s’influencer par la spécificité de l’actif produit (0,923) et à la considérer, comme étant le facteur décisionnel le plus important du choix de mode d’investissement direct sur le marché tunisien. Leurs choix sont influencés également par le facteur « actif physique », dont son coefficient discriminant important (0,794). Nous pouvons ajouter aussi que les autres dimensions de la variable « la spécificité des actifs », actif humain, actif marque et actif marketing, dont leurs poids discriminants sont respectivement (0,464 ; 0,406 et 0,263), ont un effet sur la décision du choix du mode de gouvernance des entreprises étrangères en Tunisie.

A cet effet, nous concluons que presque la totalité des facteurs de la variable spécificité des actifs réagissent sur la décision de choix du mode d’implantation étrangère.

Alors que les dimensions de la variable « l’incertitude », seul le facteur « l’incertitude de la demande » qui un coefficient discriminant significatif (0,539) a une influence sur la décision de choix du mode d’expansion étrangère. Les deux autres dimensions « l’incertitude de la concurrence et réglementaire » n’ont pas un effet significatif sur la décision de choix du mode dû à leurs poids très faibles (0,087 et 0, 033) dans la discrimination entre les deux groupes.

D’après ce qui a été avancé, nous pouvons déduire que les hypothèses H1a, H1b, H1c, H1d et H2a sont vérifiées. Alors que les sous-hypothèses H2b et H2c sont rejetées

Le test de la qualité prédictive de la fonction discriminante

La matrice de confusion servant à tester la qualité prédictive de la fonction discriminante permet de répondre à cette question. (Voir annexe)

Nous pouvons constater que 32 entreprises font recours à la création d’une filiale en propriété exclusive et la fonction discriminante les affecte de la sorte. 32 entreprises se sont déclarées pour une joint-venture et la fonction discriminante les classes ainsi. 64 entreprises sont donc bien classées sur les 112 étudiées, cela donne un pourcentage des biens classés très élevé de 57,1% [(64/112)*100]. Ce résultat de classement signifie que sur 100 entreprises non encore affectées, la fonction discriminante est en mesure d’affecter correctement 46 entreprises et de se tromper sur 54 restantes.

Cependant, cette méthode est très contestée parce qu’elle utilise les mêmes données qui ont servi à la détermination des fonctions discriminantes.

Pour éviter cette lacune, et vu que la taille de notre échantillon n’est pas assez importante, nous avons utilisé la technique de validation croisée (Saporta, 1990), qui consiste à effectuer n analyses discriminantes sur chacun des échantillons de n-1 observations obtenues en mettant à côté tour à tour chacune des observations. Nous classons alors l’observation mise à part et nous comptons le pourcentage d’erreur de classement. Dans notre cas, le pourcentage des biens classés, suivant cette méthode, est égal à 90,4%, ce qui est considéré comme un pourcentage élevé.

Dans le but d’apprécier la qualité prédictive de la fonction discriminante retenue, nous utilisons le critère de « proportional chance », proposé par Lehman (1979) afin de tester si ce pourcentage des biens classés est statistiquement significatif ou s’il est dû à la chance.

Ce critère se calcule comme suit : (70/112)² + (42/112)²= 53 %.

Nous pouvons ainsi déduire que ce critère mesurant la chance d’avoir une bonne classification est inférieur au pourcentage des biens classés observés (53 %< 90,4%). D’où, la fonction discriminante retenue présente une bonne qualité prédictive.

La relation entre le choix du mode d’entrée et la performance

Afin de vérifier l’existence de lien entre le mode d’entrée et la variable performance, nous nous sommes basés sur le test des différences de moyennes. Ainsi, cette variable est appréhendée sous deux facteurs (rentabilité et coût). Pour appliquer ce test, deux conditions sont à vérifier. La première condition est relative à la normalité des variables (de la variable métrique), qui a été testée en faisant référence à la valeur du Skewness et du Kurtosis (elle a été vérifiée). La seconde condition est la vérification de l’hypothèse nulle relative à l’homogénéité des variances entre les 2 groupes (via le Test de Levene).

  • Rentabilité

Nous posons l’hypothèse nulle H: absence égalité ou homogénéité des variances, le risque de rejet de Hest 1 ,3 % <5%. Donc, nous pouvons rejeter H0 ; nous pouvons conclure qu’il n’y a pas égalité des variances. Nous passons ensuite, au test d’égalité des moyennes. Ce test nous permet de tester H0 : absence de différence significative entre les entreprises qui créent des filiales en propriété exclusive et celles que font des alliances avec des partenaires locaux de point de vue coût .Le risque de rejet de H0 étant de l’ordre de 28, 2% >5% donc nous ne pouvons pas courir le risque et rejeter H0 ce qui nous conduit à conclure qu’il n’existe pas une différence significative entre les deux modalités en matière de performance. En conséquence, la sous-hypothèse de recherche H4.a est rejetée. (Voir Annexe)

  • Coût 

Pour vérifier l’hypothèse nulle H0 : absence égalité des variances, nous remarquons que p= 4 ,8% < 5%, le risque de se tromper en rejetant H0 sachant qu’elle est vraie, est faible ; nous pouvons rejeter H0, et nous pouvons conclure qu’il n’y a pas homogénéité des variances. Nous passons à tester l’hypothèse nulle H0: absence de différence significative entre. Le risque de rejet de H0 étant de 18,1% > 5%, le risque est forte, nous ne pouvons pas donc courir le risque et rejeter H0, ce qui nous permet de conclure qu’il n’existe pas une différence significative entre les entreprises qui créent des filiales en propriété exclusive et celles que font des alliances avec des partenaires locaux de point de vue coût. En conséquent, H4.b est rejetée (Voir Annexe)

Discussion des résultats 

La spécificité des actifs 


L’actif produit 

D’après les résultats obtenus, l’actif produit affecte positivement la décision du choix du mode d’investissement direct à l’étranger.

Ces résultats convergent aussi avec ceux des travaux antérieurs (Hill et al. 1990 ; Guillen, 2003, Anderson & Gatignon 1986 ; Teece1983, 1986 ; Erramelli & Rao 1993 ; Hu & Chen 1993 ; Randell & Dibrell, 2002 ; Kim& Gray, 2008), qui ont montré que les entreprises équipées par des actifs spécifiques préfèrent la création d’une filiale en propriété exclusive afin de prévenir leurs actifs d’être indûment exploités par leurs partenaires locaux.

L’actif physique 

Le résultat de notre recherche confirme de façon très claire cette relation positive et significative. Cette variable prend la deuxième place parmi les facteurs qui affectent la décision du choix du mode d’entrée.

Ces résultats concourent avec ceux des travaux antérieurs de Hu et Chen (1996) qui ont trouvé que la spécificité d’actif physique est largement liée à la création d’une filiale propre.

Le même résultat est trouvé dans le travail du Khemakhem (2006) où le facteur « actif physique » est classé parmi les premières déterminants du choix du mode d’entrée sur le marché étranger des entreprises tunisiennes exportatrice.

L’actif marketing

La spécificité de l’actif marketing (promotion et publicité) suscite de plus en plus l’intérêt des entreprises étrangères d’autant qu’elle leur permet de se recentrer sur leurs activités promotionnelles lors de l’expansion étrangère.

Cette explication tire sa justification de la théorie des coûts de transaction qui stipule que l’actif marketing est un déterminant important du choix du mode d’entrée. Les entreprises peuvent mieux utiliser leurs ressources marketing pour renforcer leurs activités promotionnelles lors de son internalisation afin d’investir ces ressources dans leur croissance et d’atteindre des avantages compétitifs.

Toutefois, Rialp et al (2002) n’ont pas confirmé ce résultat. Ils ont montré que les activités de promotion n’ont pas une influence sur le choix de la structure de gouvernance à l’étranger.

De même, nos résultats ne se confondent pas aux ceux des travaux de (Kogut et Singh 1988) qui ont démontré que spécificité d’actif marketing est associé négativement à la décision du choix de mode d’entrée.

L’actif humain

La spécificité d’actif humain occupe la quatrième place parmi les facteurs qui affectent la décision du choix du mode de gouvernance.

Ce résultat est confirmé par plusieurs chercheurs (Klein1989 ; Erramelli & Rao 1993 ; Bello & Lohita 1995) ont conclut qu’une entreprise qui possède des actif humains important préfère généralement les modes intégrés afin de protéger ces actifs. Ces mêmes auteurs ont insisté, à travers leurs études, sur la nécessité d’une force de vente qui a des connaissances profondes du produit et du marché et des compétences professionnelles.

L’actif marque

Suite à une revue de la littérature (Anderson & Gatignon 1986 ; Amit et Schoemaker 1993 ; Kwon & Hu, 1996), nous avons supposé que l’actif marque affecte positivement la décision le choix du mode d’entrée. En effet, cette hypothèse a été vérifiée dans le contexte tunisien. Ce résultat peut être expliqué par le fait que les entreprises étrangères en Tunisie sont intéressées à la connaissance de nom de la marque qui constitue un capital spécifique.

L’incertitude 


L’incertitude de la demande :

Nos résultats tendent montrer l’importance de l’incertitude de la demande dans la prise de décision de choix du mode de gouvernance des entreprises étrangères en Tunisie.

Ce résultat peut être dû aux types des activités des ces organisations. Ainsi, plus que la moitié des entreprises interrogées faire leurs expansions étrangères sur un marché qui ne se caractérise pas par des changements de la demande très rapides préfèrent la création d’une filiale en propriété exclusive.

Plus spécifiquement, les entreprises étrangères en Tunisie préfèrent un mode d'entrée de contrôle élevé c'est-à-dire, une filiale en propriété exclusive qu’une joint-venture. Cette constatation est cohérente avec celle (Klein 1989 ; Bello & Lohita 1995 ;Brouthers et al.,2002).

En effet, ces auteurs ont suggéré qu’en cas d’un niveau élevé d’incertitude de la demande, l’entreprise a tendance à internaliser ses activités par des modes à contrôle élevé. Ils ont expliqué ce raisonnement par le fait qu’en cas de niveaux plus élevés de l'incertitude de la demande, les manques d'informations augmentent la probabilité de l'opportunisme et le coût des échanges à travers les marchés.

L’incertitude de la concurrence

L’incertitude de la concurrence constitue une variable qui n’affecte pas la décision les entreprises étrangères en Tunisie. En effet, notre résultat montre que les entreprises négligent les pressions des concurrents lors de leurs décisions du choix du mode d’entrée sur le marché tunisien.

Ce résultat ne se confonde avec ce de plusieurs chercheurs (Anderson et Gatignon 1986 ; Hill et al 1990 ; Bello et lohita1995) qui ont montré l’influence des facteurs concurrentiels sur la décision du choix de mode de structure sur un marché étranger.

L’incertitude réglementaire

L’incertitude réglementaire n’affecte pas la décision les entreprises étrangères en Tunisie. En fait, les organisations étrangères en Tunisie, négligent les politiques restrictives lors de leurs implantations.

Ce résultat n’est pas conforme aux travaux passés qui ont montré le lien positif entre la prise de décision du choix de mode d’entrée et l’incertitude réglementaire (Davis et al., 2000, Delios et Beamish 1999, Brouthers et al., 2002).

Aussi ce résultat ne converge pas avec ceux de (Gomes-Casseres, 1990 ; Padmanabhan et Cho, 1996) qui ont soutenu cette hypothèse et ont suggéré que les entreprises étrangères implantés sur un pays dont ses régimes sont non restrictifs, préfèrent les coentreprises.

La performance des modes d’entrée 


Dans leur étude sur les entreprises européennes sélectionnées Brouthers et al. (2002) ont constaté que les modes d’entrée sont significativement différents de point de vue performance non financière (la part de marché, la rentabilité). Egalement, Chen et Hu (2002) ont montré, dans leur recherche sur les filiales étrangères implantées en Chine, que les modes d'entrée sélectionnés en fonction de la théorie des coûts de transaction sont différents entre eux de point de vue rentabilité.

Toutefois, notre l’étude a montré l’absence d’une différence entre les deux modalités d’entrée (la filiale en propriété exclusive et la joint-venture) (H4.a rejetée). Ces résultats apparaissent à renforcer un appel de réexaminer la théorie des coûts de transaction et d'apporter un soutien supplémentaire pour intégrer des facteurs potentiellement importants pour la performance d’une société. Aussi, ces résultats contradictoires peuvent être liés à un certain raisons. D’une part, les répondants peuvent être trouvés trop sensibles pour révéler des informations au sujet de leurs rendements financiers. D’autre part, un mode d'entrée choisi sur la base de la théorie des coûts de transaction ne conduit pas nécessairement à des résultats financiers importants.

Les résultats concernant l’existence d’une différence significative entre la joint- venture et la filiale propre ne vont pas en même sens de l’hypothèse (H4.b rejetée) dans notre recherche. Nos résultats ont montré que la minimisation des coûts n’est pas manifestée ni auprès des filiales en propriété exclusive, ni auprès des coentreprises. En fait, ces résultats ne sont pas soutenus par plusieurs études qui ont confirmé l’importance des coûts économisés par les entreprises étrangères lors de leurs choix d'un mode d'entrée.
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