1Le terme de restructurations regroupe les opérations de prise de contrôle par transferts d’actifs (fusion, fusion-absorption, scission, cession partielle d’actif), d’acquisition par prise de participation financière (contrôle d’une minorité de blocage, rachat de 50 % ou de 100 % des actions), d’outsourcing (recours aux intérimaires, externalisations des activités et développement de réseaux de fournisseurs) ou de simple réorganisation interne (élimination de niveaux hiérarchiques, reengineering, structures projets, redéfinition des tâches, organisations « orientées clients », restructurations d’unités, etc.). Ces changements organisationnels et les réallocations d’emplois qui leur sont associés sont un mouvement qui caractérise structurellement l’activité économique.

2Cet article porte sur un seul type de restructuration la vague de fusions-acquisitions (F&Amp;A) observée en France à la fin des années 1990. Lors de cette période de croissance économique relativement forte, les F&Amp;A ont touché un nombre élevé d’entreprises de taille de plus en plus grande et ont contribué, plus fréquemment que par le passé, à regrouper des entreprises de nationalités différentes.

3Dans la littérature économique, l’impact des fusions et acquisitions sur les performances économiques de l’entreprise ou sur sa valeur boursière est relativement bien documenté (Coutinet et Sagot-Duvauroux [2003]). En revanche, leur impact sur l’emploi a fait l’objet d’un nombre beaucoup plus réduit d’évaluations, en particulier sur données françaises. Les F&Amp;A commentées par les médias se concentrent principalement sur les F&Amp;A hostiles et de grande ampleur, faisant l’objet de plans sociaux et dont l’effet sur l’emploi est souvent très négatif. De fait, prédomine une vision potentiellement déformée des effets de ces restructurations. Les travaux qui mesurent les effets des fusions et acquisitions sur l’emploi et les salaires sont surtout anglo-saxons (Brown et Medoff [1988] ; McGuckin et Nguyen [2001] ; Conyon, Girma, Thompson et Wright [2001, 2002]). D’autres travaux (Gugler et Yurtoglu [2004]) effectuent une comparaison entre les États-Unis et certains pays européens. Les résultats montrent que les F&Amp;A ont plutôt un effet significativement négatif sur l’emploi notamment au Royaume-Uni et en Europe continentale. En outre, l’effet des F&Amp;A est plus fortement négatif pour les fusions ayant lieu entre des entreprises appartenant à un même secteur d’activité. L’effet est également négatif pour les entreprises dont l’effectif est inférieur à celui de l’effectif médian. Toutefois, cet effet négatif reste limité dans le temps et s’estompe au bout de trois ans.

4En France, on recense peu de travaux sur les restructurations en général et les F&Amp;A en particulier. Seuls les travaux de Degorre et Reynaud [2003] et de Margolis [2003 et 2006] traitent de l’effet des restructurations d’un point de vue quantitatif. L’étude de Degorre et Reynaud [2003] porte sur l’impact d’une baisse des effectifs sur les performances des entreprises, les auteurs ne pouvant identifier si c’est une opération de F&Amp;A qui est ou non à l’origine de la réduction d’effectifs. Ils soulignent que les suppressions d’emplois sont conduites dans des entreprises en difficulté et que ces réductions d’effectif ont plutôt un effet salutaire sur la rentabilité de l’entreprise. L’analyse de Margolis [2006] se focalise sur le devenir des salariés des entreprises participants à des F&Amp;A. Les salariés issus des entreprises cédantes subissent un choc négatif temporaire qui disparaît après trois ans ; ceux qui conservent leur emploi sont ceux dont les caractéristiques sur le marché du travail sont les plus valorisables.

5Afin de préciser l’impact des fusions-acquisitions sur l’emploi à l’aide de données françaises, on mobilise les fichiers des Modifications de structure (mdst) de l’Insee sur la période 1997-2001. Ces fichiers sont appariés avec les fichiers ficus (Fichiers complets unifiés de Suse) et Lifi (Liaisons financières) pour obtenir des informations complémentaires sur l’évolution des salaires, de la production et de l’emploi.

6Dans cet article, pour estimer l’impact des F&Amp;A sur l’emploi, plusieurs choix méthodologiques sont retenus. À l’instar des travaux déjà réalisés sur le sujet (par exemple ceux de Brown et Medoff [1988] ou de Conyon et al. [2002]), les évolutions de l’emploi de l’entreprise cédante et de celui de l’entreprise bénéficiaire sont considérées conjointement. En effet, les études de cas qui portent le plus souvent sur l’une des entreprises participant à cette opération (soit l’entreprise bénéficiaire, soit l’entreprise cédante) ne permettent pas d’appréhender l’effet global de ce choc sur l’emploi. En outre, différents types de F&Amp;A sont identifiés afin de prendre en compte l’hétérogénéité de leur impact [1]. Enfin, pour identifier les conséquences des F&Amp;A, on estime une équation d’emploi et l’impact des F&Amp;A est appréhendé comme un choc venant affecter ou non son évolution structurelle.

Les données et les définitions

Les types de fusions-acquisitions

12Les travaux de Brown et Medoff [1988] ou de Conyon et al. [2002] soulignent que l’impact des F&Amp;A sur l’emploi n’est pas homogène. Ainsi, il est intéressant de distinguer plusieurs catégories de restructuration. En s’inspirant de ces travaux, quatre catégories de F&Amp;A sont identifiées dans notre étude selon : a) l’ampleur des transferts d’effectif ; b) l’appartenance à un groupe ; c) la comparaison sectorielle entre l’entreprise cédante et bénéficiaire ; d) le secteur d’activité de l’entreprise bénéficiaire. Ces différentes catégories sont détaillées en annexe.

13Les graphiques 1a à 1c présentent l’évolution conjointe de l’emploi de la cédante et de la bénéficiaire selon le type de F&Amp;A. On observe des différences très importantes selon l’ampleur des transferts d’effectifs au moment de la F&Amp;A et selon le caractère intra-sectoriel ou inter-sectoriel de l’opération. Globalement, l’effet des F&Amp;A sur l’emploi trois ans après est positif. L’effectif conjoint des entreprises cédantes et bénéficiaires ayant connu une F&Amp;A a crû à court terme de plus de 10 000 salariés et a très légèrement diminué au bout de trois ans (graphique 1a). Notons enfin qu’il n’existe pas une corrélation stricte entre l’effet de court terme et celui de moyen terme. Par exemple, les F&Amp;A intra-sectorielles en naf 700 conduisent à un effet positif sur l’emploi à court terme mais négatif à moyen terme.

14Lorsque le transfert d’effectifs entre l’entreprise cédante et bénéficiaire au moment de la fusion est supérieur à 50 %, l’évolution moyenne de l’emploi est supérieur à 10 % (graphique 1b). Inversement, les F&Amp;A intra-sectorielles semblent affecter négativement (de l’ordre de – 7 %) l’évolution de l’emploi (graphique 1c).

Graphique 1

Évolution de l’emploi sur cinq ans selon le type de F&Amp;A (base 100 en )

1a

Évolution globale

Évolution globale

1b

Évolution selon l’ampleur des transferts d’effectif au moment de la F&Amp;A

Évolution selon l’ampleur des transferts d’effectif au moment de la F&Amp;A

1c

Évolution selon secteur d’activité et l’appartenance à un groupe

Évolution selon secteur d’activité et l’appartenance à un groupe

Évolution de l’emploi sur cinq ans selon le type de F&Amp;A (base 100 en )

Estimation d’un modèle structurel

15L’évolution de l’emploi liée à une fusion-acquisition peut être appréhendée théoriquement comme un changement d’allocation des emplois entre deux entreprises à deux dates différentes. Le passage d’un niveau d’emploi optimal à un autre ne s’effectue pas systématiquement à court terme. Conyon et al. [2002], au niveau « entreprises », et Margolis [2006], au niveau « salariés », montrent que cette période de transition se limite à deux ou trois ans. Au-delà, le choc de la F&Amp;A n’affecte plus significativement l’emploi.

16Pour analyser l’effet des F&Amp;A sur l’évolution des effectifs dans le long terme (trois ans après), on mobilise la méthodologie développée par Conyon et al. [2002] et reprise par Grugluer [2004]. Celle-ci s’appuie simplement sur l’estimation d’une équation structurelle d’emploi. On suppose que les entreprises sont contraintes par leurs débouchés et qu’elles se caractérisent par une fonction de production de type Cobb-Douglas et par des coûts d’ajustement quadratiques.

17Notons respectivement Q, L, K, E_t et ? le niveau de production, l’effectif, le stock de capital, l’espérance mathématique et l’opérateur de première différence. On suppose que les entreprises déterminent l’évolution de leur effectif en minimisant la fonction de coût suivante :

18

19Contrainte par

20

21?, d et e correspondent respectivement au taux d’actualisation et au coût d’ajustement du travail et du capital. w et r correspondent au taux de salaire et au coût du capital.

22En utilisant les conditions du premier ordre de ce programme de minimisation, la solution peut être identifiée au voisinage de la solution de long terme caractérisée par . Le niveau d’emploi de la période courante est fonction du niveau d’emploi de la période précédente et du niveau d’emploi désiré. On en déduit l’équation de demande de travail dynamique suivante (en logarithme) pour l’entreprise i à la date t (voir Nickell [1984], pour une présentation complète) :

23

24Empiriquement, on ajoute deux éléments : des indicatrices temporelles , qui permettent de prendre en compte, par exemple, les changements dans l’évolution technologique et conjoncturelle, et une variable indicatrice des F&Amp;A. On croise les indicatrices temporelles avec des indicatrices sectorielles pour tenir compte de différences éventuelles entre les secteurs d’activité.

25

26Notons que cette équation n’est valide que si les F&Amp;A n’affectent pas la structure de la fonction de production des entreprises. L’estimation finalement estimée s’écrit, en première différence, sous la forme suivante :

27

28Le modèle précédent permet de mesurer l’effet de court terme de la restructuration. Il est possible de modifier très légèrement cette modélisation afin d’obtenir un effet inter-temporel. Pour ce faire, on déduit à partir de l’équation (5), on obtient alors par substitution :

29

30Cette dernière équation fait apparaître l’existence de deux variables dichotomiques reflétant l’effet éventuel des F&Amp;A ayant lieu au cours de la période courante ou précédente.

Les résultats

31Les tableaux 1 et 2 présentent les résultats des estimations des équations (5) et (6). La base d’estimation est constituée des entreprises qui connaissent une F&Amp;A et d’un échantillon d’entreprises qui ne connaissent pas de F&Amp;A, dont la répartition par taille et par secteur est calée sur celle des entreprises ayant connu une F&Amp;A. On estime plusieurs modèles selon les classifications des F&Amp;A retenues. Le modèle 1 constitue le modèle de base n’introduisant pas de distinctions entre les types de F&Amp;A. Les modèles 2 à 4 introduisent les différentes catégories de F&Amp;A. Pour rappel, ces catégories sont définies respectivement en fonction de l’ampleur des transferts d’effectif (catégorie A), de l’appartenance à un groupe (catégorie B), du lien sectoriel entre la cédante et la bénéficiaire (catégorie C).

32Dans la première partie du tableau 1, les coefficients estimés sont ceux des variables d’une équation d’emploi dynamique traditionnelle. Ils sont cohérents avec les résultats de la littérature. Une hausse du salaire conduit à une baisse significative de l’emploi à court et à long terme. La relation de court terme (coefficient de – 0,034) est plus forte que celle de long terme (différence entre les coefficients – 0,034 et + 0,018). Une hausse du volume de production conduit bien à une hausse significative de l’effectif. La forte significativité associée à la variable emploi retardée indique qu’il existe une forte inertie de l’effectif des entreprises dans le temps.

33La suite du tableau 1 présente les conséquences des F&Amp;A sur l’emploi. Elle montre que les effets ne sont pas homogènes selon le type de fusions-acquisitions. Ce résultat confirme celui obtenu à l’aide des statistiques descriptives. Globalement, l’effet des F&Amp;A n’a pas d’effet significatif sur l’emploi à court terme (modèle 1). En revanche, lorsque le transfert d’effectif au moment de la F&Amp;A est inférieur à 50 %, l’effet net de ce changement sur l’emploi des entreprises cédantes et bénéficiaires est de moins 12 % (modèle 2).

34Pour les F&Amp;A qui conduisent au transfert de 50 % de l’effectif de la cédante et à l’absorption de celle-ci lors de cette opération, l’évolution de l’emploi est de 4 % (modèle 2). Ainsi, les F&Amp;A où il y a transfert d’actifs et un transfert faible d’effectif sont destructrices nettes d’emplois. Inversement, lorsque le transfert d’actifs s’accompagne d’un transfert d’effectif important ces opérations sont créatrices nettes d’emplois. En revanche, pour les autres classifications retenues l’effet sur l’emploi ne semble pas significatif.

Tableau 1

Estimation de l’équation d’emploi en utilisant l’échantillon témoin dont la répartition par taille et par secteur d’activité est calée sur celle des entreprises ayant connu une F&Amp;A

Coefficient Sdt RECO_id2724631067_pu2008-03s_sa18_art18_img016.jpg – 0,332*** (0,006) RECO_id2724631067_pu2008-03s_sa18_art18_img017.jpg – 0,034*** (0,005) RECO_id2724631067_pu2008-03s_sa18_art18_img018.jpg 0,018*** (0,006) RECO_id2724631067_pu2008-03s_sa18_art18_img019.jpg 0,116*** (0,006) RECO_id2724631067_pu2008-03s_sa18_art18_img020.jpg 0,066*** (0,007) Modèle 1 Ensemble des F&Amp;A 0,001*** (0,005) Modèle 2 Catégorie A : Ampleur des transferts d’effectif – A1 : transfert effectif < 50 % – 0,123*** (0,015) A2 : bénéficiaire effectif nul en t - 1 0,002*** (0,006) A3 : transfert effectif > 50 % coexistence des 2 entreprises – 0,006*** (0,038) A4 : transfert effectif > 50 % disparition de la cédante 0,039*** (0,008) Modèle 3 Catégorie B : Appartenance à un groupe B1 : 2 entreprises indépendantes 0,004*** (0,007) B2 : 1 des 2 entreprises appartient à un groupe – 0,001*** (0,009) B3 : opération inter-groupe 0,001*** (0,025) B4 : opération intra-groupe 0,000*** (0,010) Modèle 4 Catégorie C : Comparaison sectorielle C1 : inter-sectoriel 0,001*** (0,009) C2 : intra-sectoriel (naf16) 0,002*** (0,005) Modèle 5 Catégorie D : Appartenance sectorielle D1 : Industrie – 0,002*** (0,007) D2 : Services aux entreprises et activité immobilière et financière 0,024** (0,012) D3 : Autres secteurs – 0,004*** (0,004) Nb observations 46 968 R2 33,6 % Remarques : Ces estimations prennent en compte l’existence de variables sectorielles discrètes Résultats obtenus à l’aide du logiciel Sas 8.2 (proc glm). *** significatif au seuil de 1 % ; ** de 5 % et * de 15 %. Sources : MDST – LIFI – FICUS.

Estimation de l’équation d’emploi en utilisant l’échantillon témoin dont la répartition par taille et par secteur d’activité est calée sur celle des entreprises ayant connu une F&Amp;A

35Les F&Amp;A n’ont pas uniquement un effet de court terme sur l’emploi. Le tableau 2 présente les résultats prenant en compte l’effet intertemporel des F&Amp;A. Étant donné la base de données mobilisée, il n’est pas possible d’introduire un effet retardé de plus d’une période. Conyon et al. [2002] soulignent que quelles que soient les F&Amp;A, l’effet n’est jamais significatif au-delà de trois ans [2].

Tableau 2

Estimation de l’équation d’emploi (avec effet retardé pour les F&Amp;A)

Effet courant Effet retardé Coeff. Sdt Coeff. Sdt Ensemble des F&Amp;A 0,029*** (0,007) 0,031*** (0,008) Catégorie A : Ampleur des transferts d’effectif A1 : transfert effectif < 50 % – 0,202*** (0,024) – 0,058*** (0,024) A2 : bénéficiaire effectif nul en RECO_id2724631067_pu2008-03s_sa18_art18_img023.jpg 0,051*** (0,009) 0,064*** (0,011) A3 : transfert effectif > 50 % coexistence des 2 entreprises – 0,003*** (0,060) 0,006*** (0,060) A4 : transfert effectif > 50 % disparition de la cédante 0,061*** (0,013) 0,012*** (0,013) Catégorie B : Appartenance à un groupe B1 : 2 entreprises indépendantes 0,044*** (0,011) 0,081*** (0,011) B2 : 1 des 2 entreprises appartient à un groupe 0,002*** (0,014) 0,009*** (0,014) B3 : opération inter-groupe 0,007*** (0,035) 0,014*** (0,033) B4 : opération intra-groupe 0,036*** (0,013) 0,001*** (0,013) Catégorie C : Comparaison sectorielle C1 : inter-sectoriel 0,057*** (0,015) 0,080*** (0,014) C2 : intra-sectoriel (naf16) 0,020*** (0,008) 0,015*** (0,008) Catégorie D : Appartenance sectorielle des bénéficiaires D1 : Industrie 0,031*** (0,010) 0,058*** (0,011) D2 : Services aux entreprises et activité immobilière et financière 0,047*** (0,017) – 0,025*** (0,018) D3 : Autres secteurs 0,017*** (0,012) 0,023*** (0,013) Nb observations 34 285 R2 30,6 % Remarques : Ces estimations prennent en compte l’existence de variables sectorielles discrètes. *** significatif au seuil de 1 % ; ** de 5 % et * de 15 %. Résultats obtenus à l’aide du logiciel Sas 8.2 (proc GLM). Sources : MDST – LIFI – FICUS.

Estimation de l’équation d’emploi (avec effet retardé pour les F&Amp;A)

36Les résultats diffèrent sensiblement de ceux présentés sans cette variable retardée. Globalement, l’effet sur l’emploi des F&Amp;A est de l’ordre de + 3 % pendant chacune des deux premières années qui suivent l’opération. L’effet reste négatif pour les transferts d’effectif des entreprises cédantes aux bénéficiaires de moins de 50 % (– 26 % globalement – 20 % la première année et – 6 % la seconde). Il est, en revanche, positif pour les F&Amp;A réalisées par deux entreprises n’appartenant pas à un groupe (+ 12 %). Les F&Amp;A inter-sectorielles conduisent à une hausse de l’emploi plus importante que les F&Amp;A intra-sectorielles. Un écart de 10 points est observé entre ces deux catégories de F&Amp;A.

37Ainsi, les effets des F&Amp;A sont plus négatifs lorsqu’elles sont de type horizontal que vertical. Des économies d’échelle dégagées et l’élimination des doublons et des surplus de capacité peuvent expliquer ce résultat.

Conclusion

38Dans cet article, nous proposons une première estimation sur données françaises de l’impact des F&Amp;A sur l’emploi. Les résultats obtenus conduisent à quatre constats :

39– L’analyse de l’effet net des F&Amp;A nécessite de considérer l’effet conjoint de ce changement sur les entreprises cédantes et bénéficiaires.

40– Les F&Amp;A ne détruisent pas systématiquement des emplois (un effet positif est même identifié en période ce croissance économique).

41– Il existe une forte hétérogénéité des effets de court terme selon les caractéristiques des F&Amp;A. Lorsqu’elles correspondent à des absorptions (c’est-à-dire à la disparition de la cédante) et que le transfert d’effectif est d’au moins 50 %, l’effet est positif et de l’ordre de 4 à 5 %. Dans les autres cas, l’effet des F&Amp;A sur l’emploi à court terme est non significatif, voire très légèrement négatif.

42– À moyen terme, les F&Amp;A inter-sectorielles et celles pour lesquelles les groupes n’interviennent pas conduisent plus souvent à un effet positif sur l’emploi.

43La période retenue pour étudier l’impact des F&Amp;A est toutefois très spécifique. Elle correspond à une période de forte croissance de l’emploi en France. Il serait intéressant, avant de généraliser ces résultats, d’estimer l’impact des F&Amp;A en période de retournement de cycle.