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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CHOIX ET PERFORMANCE DE L’INVESTISSEMENT DIRECT A L’ETRANGER (IDE) : ANALYSE COUTS DE TRANSACTION APLLIQUEE AUX ENTREPRISES ETRANGERS 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

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

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

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.

A cet effet, Il est remarquable que la plus grande partie des études et des recherches antérieures (Anderson et Gatignon 1986 ; Hennart ,1988 ; Brouthers et al.2002), au cours des dernières années aient essayé d’explorer la façon dont le mode d'entrée est sélectionné, et les facteurs qui déterminent les plus cette sélection.

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). Elle précise que l’exécution d’une tache particulière (ex; la gestion d’une opération d’échange) peut être laissée à des partenaires étrangers ou internationalisée au sein de l’entreprise ou encore partagée ; tout dépend des coûts comparatifs de transaction (Williamson, 1985).

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. De même, Khemakhem (2006) voit que le mode d’entrée est une facette tournante de la performance des opérations étrangères de l’entreprise. Mieux il est sélectionné, meilleures sont les performances marketing et financières de l’entreprise.

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 ?

Notre investigation s’inscrit, dans ce cadre, puisqu’elle cherche à identifier les déterminants des coûts de transaction du choix du mode d’investissement direct à l’étranger et à mettre en clair leurs effets sur la performance de l’entreprise internationalisée. Notre cadre d’investigation renfermera les firmes étrangères implantées en Tunisie.

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).

La sélection du mode d’investissement sur un marché étranger pour une entreprise consiste à savoir le degré de contrôle exercé au niveau ses opérations à l’étranger et le niveau d’engagement des ressources. Ainsi que ce choix aussi dépend, pour l’entreprise désirante l’expansion étrangère, de ses manières de réagir au risque appréhendé au niveau de différentes étapes de l’activité à l’étranger (Anand & Delios, 1997; Hennart & Reddy, 1997; Brouthers & Brouthers, 2003 ; Wu & Zhao ,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.

Cette théorie est fondée initialement par Coase (1937) et développée par Williamson (1975), qui a commencé à donner des fondements microéconomiques à son approche en se basant sur deux dimensions : la rationalité limitée et l’opportunisme du comportement des agents économiques.

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 

Il convient de rappeler que l’objectif de ce travail de recherche est d’identifié les déterminants affectant la décision du choix du mode d’investissement direct sur un marché étranger. Afin d’assurer l’atteinte de cet objectif, les attributs (la spécificité des actifs et l’incertitude) données par la théorie des coûts de transaction ont été étudiés puisqu’ils ont été appliquées avec succès pour examiner la préférence d’un mode d’entré approprié à un autre (Anderson et Gatignon 1986 ; Hennart 1988 ; Brouthers 2002 ; Chen et Hu 2002 ; Decker et Zhao, 2004, Jung, 2004).

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’investigation relative au concept « la spécificité des actifs », nous a permis de tenir ses différentes dimensions qui sont principalement : l’actif produit, l’actif marketing, l’actif humain, l’actif marque et l’actif physique. Ces dimensions seront étudiées ultérieurement.

L’actif produit : la complexité du produit

La littérature antérieure (Anderson & Gatignon 1986 ; Teece 1986 ; Hill et al.1990 ; Chen et Hu ,2002 ; Rhee, 2008, Kim & Gray, 2008) liée à l’actif produit, s’est rendu compte du pouvoir exercé par cette variable sur la décision de choix du mode d’entrée.

Avec une joint-venture l’entreprise étrangère fait face au risque du comportement opportuniste du partenaire local et aux coûts de la sauvegarde de ces actifs. Pour éviter ce risque la théorie des coûts de transaction a suggéré que la spécificité d’actif produit influence positivement la préférence des entreprises étrangères pour créer une filiale en propriété exclusive. Cette relation est soutenue empiriquement par plusieurs études (Anderson & Gatignon, 1986 ; Chen et Hu, 2002 ; Erramilli & Rao, 1993)

Dans son étude Teece  (1986) a constaté qu’une entreprise créant un produit complexe et avec une haute technologie peut entrer sur un marché étranger avec un mode à niveau élevé du contrôle.

De même, il a été démontré qu’un produit complexe destiné au marché étranger nécessite l’utilisation d’une structure impliquant un niveau d’intégration plus élevé que n’importe quel autre produit simple ou standardisé  ( Khemakhem, 2006). Donc, la complexité des actifs est positivement associée aux modes d'entrée à un niveau de contrôle élevé et à un faible niveau du risque (Hill et al. 1990).

Il ya un consensus général dans la littérature qui montre que les entreprises ayant des actifs à une intensité technique et technologique élevée préfèrent une filiale en propriété exclusive à une joint-venture pour leur investissement direct à l’étranger (Guillen ,2003). D’où nous pouvons lancer la sous-hypothèse suivante :

H1.a : Plus le niveau de l’intensité technique et technologique du produit est élevé, plus la propension de l’entreprise à adopter un mode à un niveau de contrôle total, est élevée (Une filiale en propriété exclusive).

L’actif marketing : La promotion et la publicité

Les actifs spécifiques nécessitent des politiques marketings considérables en vue d’être commercialisés sur un marché étranger. Ainsi, la littérature relative (Fernie et al.1997, Delios et Beamish, 1999) à la spécificité de l’actif marketing, a examiné sa significativité pour le choix du mode d’investissement direct à l’étranger.

Dans le même ordre d’idée, Delios et Beamish (1999), ont vérifié l’importance des actifs marketings (intensité de la publicité) pour le choix du mode d’entrée à l’étranger par l’entreprise. Ainsi la sensibilité de l’entreprise au transfert des actifs spécifiques de marketing engendre un besoin de protection de ces actifs en assurant des niveaux de contrôle élevés. (Khemakhem ,2006).

La variable, l’actif marketing, a été considérée dans notre étude comme un déterminant affectant la décision du choix du mode d’entrée. Plusieurs auteurs (Fernie et al.1997, Delios et Beamish, 1999) ont cité ce facteur pour expliquer le recours à un mode du niveau de contrôle élevé (une filiale en propriété exclusive). D’où nous pouvons avancer la sous-hypothèse suivante :

H1.b: Plus le niveau de la spécificité des actifs est élevé, plus il nécessite des activités de promotion et de publicité, plus la propension de l’entreprise à adopter un mode à un niveau de contrôle total, est élevée (Une filiale en propriété exclusive).

L’actif humain : le profil des personnels

Puisque la perte ou l’acquisition des actifs humains spécifiques est coûteuse et pour se développer à l'étranger et transférer efficacement et en toutes sécurité ces actifs, l’entreprise doit s'implanter à l'étranger par un mode de gouvernance à un niveau élevé de contrôle. Cette relation est confirmée par (Davidson et Mc Fetridge, 1984 ; Erramilli et Rao, 1993 ; Guillen, 2003, Kim & Gray, 2008).

Anderson et Coughlan (1987) ont confirmé aussi cette relation. Ils ont indiqué que les ressources humaines spécifiques à une transaction incluent les relations de travail et la connaissance des particularités de l'entreprise et ses activités. Ces actifs se basent essentiellement sur l’expérience qui se développe dans le temps. Donc le partenaire qui les acquiert devient difficile à remplacer ».

De ce fait, nous pouvons avancer cette sous-hypothèse :

H1.c: Plus les personnels de l’entreprise possèdent des profils et des compétences spécifiques, plus la propension de l’entreprise à adopter une filiale propriété exclusive, est élevée.

L’actif physique : Le besoin de service avant et après vente :

Plusieurs auteurs (Anderson et Coughlan, 1987 ; Kim et Daniels, 1991) ont avancé que l’actif physique parmi les déterminants les plus importants dans la prise de décision du choix du mode d’entrée.

En effet, Anderson et Coughlan (1987) ont considéré que le besoin du service peut affecter la sélection du mode d’entrée. Lorsque le produit d’une entreprise exige un niveau élevé de service (avant ou après), un mode intégré permet de s'assurer que le service sera effectué.

De même Kim et Daniels (1991) intéressés à identifier les déterminants du choix du mode d’entrée sur un marché étranger, ont avancé que le besoin de service avant et après vente peut influencer la décision du choix du mode d’investissement à l’étranger. Lorsqu’un produit nécessite un niveau élevé de service comme la démonstration, l’installation, le service après- vente et la réparation), un mode intégré a la tendance de fournir l’efficacité de son utilisation.

Plus récemment, Khemakhem (2006) a ajouté que la complexité technique et technologique élevées de produit, exigent des services avant et après ventes particuliers. En fait, le transfert de ces produits doit être accompagné par le transfert de services à la vente puisque le recours à des intermédiaires locaux entraîne des coûts élevés. Ceci pousse l’entreprise à mettre en place sa propre structure pour mieux gérer l’exécution des services à la vente.

Sur la base de ce raisonnement, nous pouvons présenter la sous-hypothèse suivante:

H1.d: Plus la nécessite du produit à des services avant et après vente particuliers est élevé, plus la propension de l’entreprise à adopter une filiale en propriété exclusive est forte.

En examinant la littérature antérieure (Davidson et McFetridge ,1984 ; Amit et Schoemaker, 1993 ; Doherty, 2000), nous remarquons très clair le consensus concernant l’impact de degré de la notoriété et de la connaissance d’une marque spécifique à une entreprise sur le choix du mode de gouvernance sur un marché étranger. Elle est jugée significative pour la décision du choix du mode d’implantation à l’étranger.

Davidson et McFetridge (1984) ont montré que l’entreprise qui possède des produits bien connus, lors de son expansion étrangère, préfère la création d’une filiale en propriété exclusive qu’une joint-venture avec un partenaire local.

Quelques années après, Amit et Schoemaker (1993) ont considéré que la marque bien connue est une source cruciale de capital spécifique à l’entreprise. Elle influence la décision du choix du mode d’investissement à l’étranger.

D’où, nous pouvons avancer la sous-hypothèse suivante :

H1.e: Plus la notoriété et la connaissance est élevée, plus la propension de l’entreprise à adopter une filiale propriété exclusive, est élevée.

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’incertitude de la demande

Agarwal et Ramaswami (1992) ont montré que le potentiel du marché peut influencer le choix du mode d’entrée sur un marché étranger en raison que son impact sur la capacité du marché et les coûts d'opportunité.

Les recherches antérieures comme celles de (Agarwal et Ramaswami ,1992 et Brouthers et al. 2002) ont indiqué que les entreprises, pour entrer sur les marchés à forte croissance, préfèrent l’expansion en créant une filiale en propriété exclusive pour obtenir des économies d'échelle, réduire les coûts unitaires et établir une présence sur le marché à long terme. Alors que, sur les marchés à faible croissance, les entreprises ont tendance à faire des alliances avec des partenaires locaux afin d’augmenter sa capacité sur ce marché en appliquant des stratégies des prix différentes à celles des concurrents, de fournir un meilleur retour sur l’investissement en minimisant les engagements des ressources et de réduire les coûts des ventes.

D’où, nous pouvons lancer la sous-hypothèse suivante :

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

L’incertitude de la concurrence :

Hill et al. (1991), ont montré que la nature et la structure de la concurrence sur un marché étranger peuvent également influencer le choix du mode d’entrée sur ce marché. Pour faire face à la volatilité de la concurrence, elle doit préférer le mode qui implique un niveau faible d’engagement des ressources.

Klein et al. (1990), ont montré aussi que les entreprises qui visent l’expansion étrangère sur un marché caractérisé par une diversité de la concurrence, préfèrent le mode d’alliance avec des partenaires locaux. Nous pouvons avancer la sous-hypothèse suivante :

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

L’incertitude réglementaire :

Gatignon et Anderson (1988) ; Delios et Beamish (1999) ont suggéré que la structure institutionnelle peut constituer des barrières à l'entrée des entreprises étrangères telles que les restrictions légales sur la propriété. Aussi Roberts et Greenwood (1997) ont recommandé que les pays d’accueil puissent restreindre le choix du mode d’entrée par des lois qui limitent la capacité d'une entreprise à exploiter et à améliorer ses actifs.

De plus, Brouthers et al. (2002), ont constaté que les entreprises qui visent l’entrée dans un pays avec des restrictions juridiques faibles ont tendance à créer une filiale en propriété exclusive. Alors que sur un pays avec de restrictions juridiques importantes, elles ont tendance à faire des modes de coentreprise. Nous proposons la sous- hypothèse suivante

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

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 :

H3: il y a une différence significative entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture en point de vue performance.

H3a: il y a une différence significative entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture en point de vue rentabilité.

H3b: il y a une différence significative entre la filiale en propriété exclusive et la joint-venture en point de vue coût.
Figure.le conceptuel des déterminants du choix d’un mode investissement direct à l’étranger et son impact sur la performance


Spécificité d’actif




H1



H3

Performance

Choix du mode l’IDE




H2






Incertitude

Figure1– Modèl

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.

Son ouverture au monde – en étant un pays de méditerranée - a permis à la Tunisie de devenir un centre d'intérêt pour plusieurs investisseurs étrangers de plusieurs pays (la France, l’Italie, l’Allemagne, la Belgique, la Suisse, l’USA, l’Arabie Saoudite, le Libye) qui ont investi, surtout dans le secteur industriel. FIPA (2010)1

De même source nous pouvons annoncer que les investissements étrangers ont atteint 594,0 millions de dinars au cours des quatre  premiers mois de l’année 2010 dont 569,3 millions de dinars d’investissements directs.

Le choix de la population faisant l’objet de notre recherche est réalisé suite à la consultation de différentes sources d’informations dont les principales sont :

  • L’Agence de Promotion d’Industrie ; (API)

  • L’Agence de Promotion d’Investissement Extérieur Tunisie (FIPA)

  • La Banque Centrale de la Tunisie (BCT) ; et

  • La Chambre de Commerce et d’Industrie (CCI)

A partir de ces sources d’informations ci-dessus, nous avons pu extraire le nombre des entreprises étrangères en Tunisie. En effet, 3069 entreprises étrangères sont implantées sur le marché tunisien. Le cadre que s'énonce notre recherche appliquée au secteur industriel tunisien vu son importante proportion (78%) dans l’activité économique en Tunisie. Donc nous avons exclu les autres secteurs à savoir ceux de services, d’agriculture, du tourisme et d’énergie. En effet, 2394 entreprises étrangères industrielles ont été retenues comme population de référence.

Et 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’API2 (agence de promotion de l’industrie), nous avons choisi un échantillon par la méthode par convenance pour sélectionner notre échantillon.

Nous avons fait recours aux bureaux régionaux de l’API des gouvernorats du sud, centre Est et le gouvernorat du Tunis à la raison de proximité et diversité. Et avec l’aide des quelques responsables de ces bureaux 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). Et afin d’améliorer l’ajustement du modèle de mesure, nous avons éliminé les items dont les contributions factorielles < 0,7 qui sont essentiellement (SApp1 et SApp2 pour le sous modéle1), (INcce1, INcce3 et INcce4 pour le sous modéle2) et (Perf4 pour le sous-modéle3). Mais la qualité d’ajustement des modèles reste moyenne. Donc nous jugeons d’appliquer des modifications par ajouts de liens de covariances entre (eSAfv1 et eSAfv3 pour le sous-modéle1), (eINcce1 et eINcce2 ; eINcce1et eINcce3, eINcce2 et eINcce4 pour sous modéle2).

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 H3.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, H3.b est rejetée (Voir Annexe)

Discussion des résultats 
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