Au cours de la dernière décennie, l'investissement socialement responsable (ISR) n'a cessé de prendre de l'ampleur et a connu une croissance exponentielle. Comme le témoignent les actifs sous gestion recensés par la Global Sustainable Investment Alliance1, passant de 13 000 Md$ en 2012 à plus de 35 000 Md$ à la fin de 2020 (GSIA, 2021). Au niveau mondial, ces investissements finançant des sociétés bien positionnées sur le volet environnemental, social et de gouvernance (ESG) représentent maintenant plus d'un tiers des investissements. D'après Novethic (2022), les organismes de placement collectifs en valeurs mobilières (OPCVM) ISR français ont atteint de nouveaux records. En effet, on en recense plus de 1 100 avec un total de 900 Md€ d'encours. Comme le souligne l'étude de Novethic, l'éventail des OPCVM est si vaste qu'il n'existe pas de norme établie pour mettre en avant une connotation ISR.
L'hétérogénéité des pratiques des OPCVM inquiète et certaines autorités de régulation ont proposé de mettre en place des exigences minimales en matière d'ISR. En l'absence de telles exigences, investisseurs institutionnels et particuliers ayant une fibre éthique pourraient avoir du mal à correctement distinguer les OPCVM ISR de ceux utilisant l'ESG uniquement comme élément central de leur marketing. Ainsi, ces investisseurs participeraient au greenwashing naissant et ne contribueraient pas véritablement à la réalisation d'objectifs durables. En ce sens, de nombreux pays européens ont introduit des labels ISR. Tout comme le label d'agriculture biologique qui certifie les produits alimentaires pour les consommateurs, ces labels ont pour but d'attester d'une prise en compte des problématiques ESG dans le processus d'investissement (Arjaliès et al., 2013). En favorisant la transparence, ces labels proposent un cadre normé qui pourrait plaire aux investisseurs éthiques et renforcer la crédibilité de l'ISR comme véhicule financier contribuant à la réalisation d'objectifs durables (Crifo et al., 2020).
Si tous les labels européens requièrent au minimum une analyse ESG des émetteurs financés, certains ont des exigences bien plus élevées (Crifo et al., 2020). Introduit par le ministère de l'Économie, des Finances et de la Relance en 2016, le label ISR français vise à concilier rendements financiers et performance extra-financière. Ce label exige des OPCVM candidats (1) de disposer d'une couverture de la notation ESG d'au moins 90 % du portefeuille et (2) soit d'avoir recours à un seuil d'exclusion de 20 % de l'univers d'investissement sur la base des notations ESG ou (3) soit de disposer d'une notation ESG moyenne de l'OPCVM strictement supérieure à l'univers d'investissement, après exclusion des émetteurs présents dans le dernier quintile de la notation ESG2. Afin de s'assurer de la mise en avant de caractéristiques extra-financières, le label ISR s'appuie sur des métriques quantitatives, tel que la notation ESG, pour évaluer la cohérence de l'intégration de critères ESG dans le processus d'investissement. En l'état, cette approche fait débat. Comme le soulignent de Saint-Martin et Piednoir (2020, p. 1) dans le rapport du ministère de l'Économie, des Finances et de la Relance, l'utilisation de la notation ESG comme indicateur de référence « expose [le label] à une perte inéluctable de crédibilité et de pertinence ». En effet, le spectre d'OPCVM ayant obtenu le label demeure très vaste. D'une part, certains font la promotion des caractéristiques ESG et s'engagent avec pour principal motif d'améliorer la société (Crifo et al., 2020). D'une autre part, une fraction est bien plus préoccupée par l'amélioration des rendements ajustés du risque et la diversification, détenant souvent des entreprises aux performances ESG douteuses (Capelle-Blancard et al., 2021).
Au vu des contraintes fixées par le label, la performance financière des OPCVM l'ayant obtenu devrait être indéniablement affectée. En transposant la théorie moderne du portefeuille, les OPCVM labélisés devraient afficher des rendements ajustés du risque inférieurs à leur indice de référence. En effet, en restreignant les opportunités d'investissement, les OPCVM labélisés seraient moins diversifiés et ainsi présenteraient un niveau de risque plus élevé pour un même niveau de rendement (Saadaoui, 2009). Toutefois, ces intuitions dérivées de la théorie moderne du portefeuille traitent simplement des coûts de la restriction de l'univers d'investissement, mais ne tiennent pas compte de la pertinence des notations ESG dans la prévention des risques extra-financiers. Ainsi, les partisans de l'ISR affirment que les entreprises avec les meilleures notes ESG devraient acquérir des avantages compétitifs liés à la prise en compte des externalités (Revelli, 2013). En effet, ces entreprises réalisent des performances opérationnelles supérieures à leurs concurrents, qui devraient naturellement augmenter les rendements de leurs actions. Les partisans de l'ISR suggèrent donc que les entreprises formant l'univers socialement responsable disposent de rendements plus élevés que l'univers d'investissement initial (Ferrat et al., 2022). Tout en reconnaissant les conséquences sur la diversification d'une restriction d'opportunités d'investissements, certaines études montrent que les OPCVM ISR affichent des rendements ajustés du risque au moins en ligne avec le marché (Renneboog et al., 2008). L'opposition de ces deux intuitions théoriques a été longuement débattue dans la littérature académique et jusqu'à présent aucun différentiel de performance significative n'a été observé entre les OPCVM ISR et leurs indices de référence, mais également entre ces OPCVM et leurs pairs conventionnels (Renneboog et al., 2008 ; Revelli, 2013). Toutefois, une généralisation de ces conclusions aux contraintes du label ISR français semble complexe due à l'hétérogénéité des seuils d'exclusion minimums employés par les OPCVM ISR échantillonnés par les études antérieures (Ferrat et al., 2022).
Pour contribuer à ce débat, cet article propose d'étudier l'impact financier des contraintes extra-financières requises par le label ISR. Dans la même veine que Renneboog et al. (2008) et Saadaoui (2009), une segmentation des OPCVM investis en actions de la zone euro sur base de l'obtention du label est faite afin de mener une étude comparative des rendements mensuels entre 2016 et la fin de 2020. L'analyse préliminaire suggère que (1) les rendements annualisés des OPCVM labélisés et leurs pairs sont similaires et (2) les volatilités annualisées des OPCVM labélisés sont plus faibles. En employant la décomposition de la volatilité introduite par Montgomery et Singh (1984), nous montrons que les métriques de risque spécifique et de marché ne sont pas statistiquement différentes à travers les deux groupes. Comme le montrent les ratios de Sharpe (1966), la performance ajustée du risque des OPCVM labélisés semble plus élevée que celles de leurs pairs conventionnels. Toutefois, ce résultat n'est pas confirmé en employant le ratio de Treynor (1965). En utilisant des modèles économétriques similaires à ceux employés par Saadaoui (2009), la performance des OPCVM est aussi évaluée à travers le modèle d'évaluation des actifs financiers (MEDAF), le modèle de Fama et French (2015) augmenté du facteur « momentum » de Carhart (1997), et celui d'Henrikson et Merton (1981). Les résultats obtenus suggèrent que le label ISR français ne détériore pas la performance financière. En plus de l'attestation d'une prise en compte de l'ESG, nos résultats montrent que le label permet de réaliser une performance financière en ligne avec le marché des actions de la zone euro. Dans la suite de cet article, nous présentons tout d'abord la construction de l'échantillon, puis la méthode d'analyse employée. Enfin, nous présentons et interprétons les résultats obtenus avant de conclure.
Échantillon de données
Afin de construire l'échantillon d'OPCVM nécessaire à l'étude, nous avons utilisé la base de données de MSCI ESG Research3. Dans leur module « Funds », ce fournisseur de données met à disposition des indicateurs extra-financiers pour plus de 80 000 OPCVM. En ligne avec le champ de recherche (Renneboog et al., 2008), nous avons ensuite appliqué une succession de critères afin de déterminer un échantillon d'OPCVM labélisé et un échantillon dit de « Pair-Matching ». Une présentation synthétique du processus de sélection des OPCVM est présente dans le tableau 1. Premièrement, nous sélectionnons le type OPCVM ouvert afin de retirer les OPCVM fermés, les ETF et OPC immobiliers. Deuxièmement, nous retirons les fonds de fonds dont les contraintes du label ISR sont significativement différentes. Enfin, nous ajoutons des filtres sur la classe d'actifs et la région d'investissement qui seront respectivement les actions et la zone euro. Cette succession de filtres nous permet d'aboutir à 231 OPCVM éligibles à notre étude.
Constitution de l'échantillon analysé
Source : d'après l'auteur.
En utilisant la plateforme Bloomberg, la deuxième étape consiste à récupérer les rendements mensuels libellés en euros de la part de capitalisations entre 2016, date de mise en place du label ISR français, et la fin de 2020, date d'entrée en vigueur de la deuxième version du label. Les OPCVM pour lesquels moins de douze rendements mensuels étaient disponibles sont exclus de l'échantillon d'analyse. Ainsi, notre échantillon d'étude est constitué de 138 OPCVM ouverts investissant en ligne directe sur les actions de la zone euro. De manière à segmenter les OPCVM labélisés des autres, nous avons consolidé la liste fournie par le ministère de l'Économie, des Finances et de la Relance4 avec les données obtenues à travers Bloomberg et MSCI ESG Research. Ainsi, notre échantillon se décompose en 67 OPCVM labélisés, le groupe d'analyse, et 71 OPCVM conventionnels, le groupe de contrôle. L'utilisation de groupes de taille similaire pour une étude comparative des OPCVM est préconisée par la littérature (Saadaoui, 2009).
Statistiques descriptives en date du 31 décembre 2021
Source : d'après l'auteur.
Dans le tableau 2 (supra), nous présentons les statistiques descriptives de l'échantillon, tel que les valeurs extrêmes, la moyenne, la médiane et l'écart type. Nous analysons le nombre de titres détenus et l'actif net, mais également des données extra-financières obtenues en transparence par MSCI ESG Research. De plus, la significativité des différences de moyennes selon le test de Welch pour les échantillons non appariés est aussi présentée. On observe que les OPCVM labélisés et conventionnels n'ont pas de différence significative concernant le nombre de titres détenus, ni en matière d'actif net. En cohérence avec les contraintes du label ISR, les notations ESG agrégées et par sous piliers sont significativement plus élevées pour les OPCVM labélisés.
Performance et risque des OPCVM
Pour évaluer la performance et le niveau de risque des OPCVM analysés, nous utilisons plusieurs types de mesures. Les premières reposent sur l'analyse des rendements et de la volatilité annualisés et sont dites « brutes ». Afin de mesurer les rendements ajustés du risque des OPCVM, nous mobilisons l'alpha de Jensen (1968) qui est obtenu en régressant les rendements d'un portefeuille sur une constante et les rendements de l'indice de référence. À la suite d'une analyse qualitative des OPCVM dans l'échantillon, nous constatons que l'Euro Stoxx 300 semble être le plus représentatif des univers d'investissements et nous le prenons ainsi comme indice de référence.
Pour l'interprétation de l'alpha de Jensen (1968), un coefficient positif (négatif) et statistiquement significatif suggère que le portefeuille délivre une performance anormale et positive (négative) de façon persistante. Enfin, l'obtention d'un alpha de Jensen non significatif suggère que le portefeuille présente des rendements similaires à l'indice de référence. Dans ce contexte, le MEDAF peut s'écrire :
avec Rp,t les rendements du portefeuille p au mois t, Rf,t le taux sans risque au mois t, α l'alpha de Jensen (1968), βp la sensibilité aux variations du marché du portefeuille p sur l'ensemble de la période analysée, RM,t les rendements du marché au mois t, et ε le terme d'erreur.
Nous examinons également des mesures de rendements ajustés du risque, tel que le ratio de Sharpe (1966) ou le ratio de Treynor (1965), dérivées du MEDAF. D'une part, le ratio de Sharpe évalue la performance d'un portefeuille en tenant compte de la volatilité des rendements du portefeuille. D'une autre part, le ratio de Treynor utilise le risque de marché. Dans les deux cas, un ratio positif et élevé suggère que le portefeuille présente une performance ajustée du risque élevée. Ces ratios s'écrivent :
avec E(Rp) l'espérance des rendements du portefeuille p sur l'ensemble de la période analysée, Rf le rendement du taux sans risque, σ2(Rp) la variance des rendements du portefeuille p et βp la sensibilité aux variations du marché du portefeuille p.
Également dérivées du MEDAF, nous utilisons une décomposition de la volatilité d'un portefeuille en deux composantes, le risque spécifique et de marché. L'obtention d'un niveau de risque spécifique non nul suggère que le portefeuille n'est pas diversifié de manière optimale. Selon l'approche introduite par Montgomery et Singh (1984), le risque spécifique d'un portefeuille peut s'écrire :
avec σ2(Rp) la variance des rendements du portefeuille p sur l'ensemble de la période analysée, βp la sensibilité aux variations du marché du portefeuille p selon le MEDAF et σ2(RM) la variance des rendements du marché sur l'ensemble de la période analysée.
En plus du MEDAF, nous employons également un modèle factoriel plus avancé pour évaluer les performances ajustées du risque des portefeuilles analysés. Ce modèle se base sur les travaux les plus récents de Fama et French (2015) et est augmenté de la prime de risque « momentum » introduite par Carhart (1997)5. Dans ce modèle, la constante α peut aussi s'interpréter comme un rendement anormal et s'interprète de façon analogue à l'alpha de Jensen. Le modèle que nous utilisons peut s'écrire :
avec Rp,t les rendements du portefeuille p au mois t, Rf,t le taux sans risque au mois t, α l'alpha de Jensen (1968), RM,t les rendements du marché au mois t, SMBt les rendements de la prime taille au mois t, HMLt les rendements de la prime valeur et croissance au mois t, WMLt les rendements de la prime « momentum » au mois t, RMWt les rendements de la prime profitabilité au mois t, CMAt les rendements de la prime d'investissements en actifs au mois t, et ε le terme d'erreur.
Enfin, nous suivons la décomposition des rendements ajustés du risque de Henrikson et Merton (1981). Cette approche permet de segmenter l'effet sélection de l'effet market timing d'un portefeuille. Comme le détaille Saadaoui (2009, p. 21), l'effet sélection tient compte de la capacité du « gestionnaire à acquérir ou à renforcer une position sur des titres jugés sous-évalués ou au contraire à liquider des titres perçus comme surévalués » et l'effet market timing mesure ses capacités à « augmenter ou diminuer la sensibilité du portefeuille aux mouvements du marché selon les anticipations à la hausse ou à la baisse de ce dernier ». Le modèle d'Henrikson et Merton (1981) peut s'écrire :
avec Rp,t les rendements du portefeuille p au mois t, Rf,t le taux sans risque au mois t, α la constante tenant compte de l'effet sélection, βp la sensibilité aux variations du marché du portefeuille p sur l'ensemble de la période analysée, RM,t les rendements du marché au mois t, βMT le terme tenant compte du market timing, SM une variable binaire tenant compte du signe des rendements de marché et prenant la valeur nulle si le rendement du marché est inférieur au taux sans risque6, et ε le terme d'erreur.
Résultats et discussion
Analyse des métriques empiriques
Dans le tableau 3 (infra), nous présentons les distributions des rendements et des volatilités annualisés, celles du risque spécifique et de marché ainsi que celles des ratios de Sharpe et Treynor pour les OPCVM labélisés et le groupe de contrôle. Afin de comparer les métriques entre les deux groupes, la significativité des différences de moyennes selon le test de Welch est aussi présentée. Tout d'abord, nous constatons que les rendements annualisés des OPCVM labélisés (3,74 %) en moyenne semblent plus élevés que ceux du groupe de contrôle (2,84 %). Toutefois, nous ne pouvons pas inférer une performance des OPCVM labélisés statistiquement plus élevée que celle du groupe de contrôle au vu de la significativité du test de Welch (p-value > 0,10). Comme l'illustrent les écarts types des rendements annualisés, nous observons une dispersion des rendements annualisés plus importante pour le groupe de contrôle. Nous constatons également que la moyenne des volatilités annualisées des OPCVM labélisés (17,44 %) est statistiquement plus faible que celle du groupe de contrôle (19,59 %). En effet, la p-value associée est inférieure aux seuils conventionnels (p-value < 0,05). En utilisant la formule introduite par Montgomery et Singh (1984), nous décomposons la volatilité en ses composantes spécifiques et de marché pour les deux types d'OPCVM. Les valeurs estimées montrent que le risque spécifique et de marché des OPCVM labélisés et ceux composant le groupe de contrôle ne sont pas statistiquement différents (p-value > 0,10). Ainsi, les OPCVM labélisés et conventionnels présentent des niveaux de diversification et de risque de marché similaires à leurs pairs conventionnels. Concernant la performance ajustée du risque, nous utilisons les ratios de Sharpe et de Treynor pour analyser les OPCVM. Bien que ces ratios soient en moyenne plus élevés pour les OPCVM labélisés, les tests de Welch montrent que la différence est faiblement significative uniquement pour le ratio de Sharpe (p-value < 0,10). Ainsi, les partisans du ratio de Sharpe pourraient suggérer que les OPCVM labélisés surperforment le groupe de contrôle.
Analyse de la performance et du risque des OPCVM
Source : d'après l'auteur.
Évaluation par les modèles de régression
Dans cette deuxième sous partie, nous essayons de renforcer la robustesse de nos inférences en examinant les rendements ajustés du risque obtenus à l'aide de modèles de régression. Nous présentons la distribution des coefficients obtenus en utilisant le MEDAF, le modèle de Fama et French (2015) augmenté du facteur « momentum » de Carhart (1997) et le modèle de Henrikson et Merton (1981) pour les deux types d'OPCVM dans le tableau 4 (infra). Selon les coefficients obtenus dans le MEDAF, nous constatons que (1) 16 alphas de Jensen (26,23 %) sont positifs et statistiquement significatifs (p-value < 0,10) et 1 (1,64 %) est statistiquement négatif (p-value < 0,10) pour les OPCVM labélisés, et (2) 7 (9,86 %) sont statistiquement positifs (p-value < 0,10) et 2 (2,82 %) sont significativement négatifs (p-value < 0,10) pour le groupe de contrôle. Ainsi, environ 72 % des OPCVM labélisés et 87 % des OPCVM conventionnels présentent des rendements ajustés du risque en ligne avec l'indice Euro Stoxx 300. Ainsi, aucune surperformance notable du marché est observée pour les deux types d'OPCVM. En moyenne, l'alpha de Jensen est plus élevé pour les OPCVM labélisés (0,11 %) que pour le groupe de contrôle (0,04 %). Comme obtenu avec le ratio de Sharpe, le test des différences de Welch pour l'alpha de Jensen suggère que cet écart est faiblement significatif (p-value < 0,10). Enfin, les OPCVM labélisés présentent une sensibilité au marché (0,96) plus faible que ceux composant le groupe de contrôle (1,02). Ce résultat est statistiquement significatif (p-value < 0,05), suggérant que les OPCVM labélisés sont moins risqués que leurs pairs conventionnels.
Analyse des coefficients obtenus par régression
Source : d'après l'auteur.
En utilisant le modèle factoriel inspiré de Carhart (1997) et Fama et French (2015), la significativité des résultats obtenus diffère de celle obtenue dans le MEDAF. Bien que les rendements ajustés du risque demeurent plus élevés et que la sensibilité au marché continue d'être plus faible pour les OPCVM labélisés, le test de Welch suggère que les différences entre OPCVM labélisés et conventionnels ne sont pas statistiquement significatives (p-value > 0,10). En ligne avec les résultats obtenus avec le MEDAF, seulement 21 % des OPCVM labélisés et 11 % du groupe de contrôle présentent des rendements ajustés du risque statistiquement significatifs. Relatifs aux expositions factorielles, seuls les coefficients associés aux facteurs SMB (Small Minus Big) et HML (High Minus Low) semblent statistiquement différents entre OPCVM labélisés et le groupe de contrôle (p-value < 0,05). Au vu des coefficients positifs associés au facteur SMB (0,21 pour OPVCM labélisés et 0,37 pour le groupe contrôle), les deux groupes d'OPCVM semblent exposés aux entreprises de petite taille. Toutefois, le coefficient plus grand obtenu suggère que le biais vers les entreprises de petite capitalisation semble plus important pour le groupe de contrôle. D'après les coefficients obtenus pour le facteur HML (0,00 pour OPCVM labélisés et –0,04 pour le groupe contrôle), les OPCVM labélisés ne semblent ni favoriser les entreprises de croissance, ni celles de valeur, tandis que les OPCVM du groupe de contrôle présentent un léger biais envers les entreprises de croissance.
Enfin, nous examinons les coefficients obtenus avec le modèle de Henrikson et Merton (1981) qui permet de segmenter la performance d'un portefeuille en fonction de l'effet sélection et de l'effet market timing. Les tests de Welch suggèrent qu'en moyenne aucun des coefficients du modèle diffère entre OPCVM labélisés et conventionnels. Ainsi, il n'existe pas de différence notable sur la capacité des gérants de ces deux types d'OPCVM à sélectionner des valeurs, ni sur leur capacité à prédire les variations du marché. Les résultats obtenus dans ce modèle sont en ligne avec ceux obtenus dans le modèle de Fama et French (2015) augmenté du facteur « momentum » de Carhart (1997). Ainsi, nous pouvons inférer que les OPCVM labélisés présentent des rendements ajustés du risque en ligne avec leur groupe de contrôle et l'indice de référence. Ce résultat suggère que les gestionnaires de portefeuilles ont une performance brute légèrement supérieure à l'indice de référence permettant de compenser leurs frais de gestion.
CONCLUSION
En 2013, Arjaliès et al. (2013) concluaient que les labels pouvaient contribuer à la croissance du marché de l'ISR en France en certifiant la qualité extra-financière des titres détenus par les OPCVM. Toutefois, un aspect négligé dans leur étude concerne l'impact des contraintes des labels sur la performance des OPCVM. Dans cet article, nous proposons d'étudier cette problématique en examinant les rendements des OPCVM ayant obtenu le label ISR français et un échantillon de pairs investissant sur le marché actions de la zone euro entre 2016 et la fin de 2020. De manière analogue à Renneboog et al. (2008) et Saadaoui (2009), nous trouvons que les OPCVM labélisés présentent une performance similaire à leur indice de référence et à leurs pairs conventionnels. De plus, nous constatons une surperformance des OPVCM labélisés vis-à-vis des OPVCM conventionnels pour partisans du MEDAF et du ratio de Sharpe. Concernant l'impact des contraintes du label sur le risque, nous observons que les OPVCM labélisés présentent une volatilité plus faible que leurs pairs. Enfin, le niveau de diversification, mesuré par le risque spécifique encouru, des OPVCM labélisés est similaire aux OPVCM du groupe de contrôle. Ainsi, nous concluons qu'investir de façon éthique, comme défini par les prérequis du label ISR français, n'engendre pas de coût financier supplémentaire. Ces premiers résultats quant à l'impact non négatif des contraintes du label ISR sur un périmètre actions de la zone euro gagneraient à être élargis sur d'autres labels, régions et/ou classes d'actifs.
Les contributions de cette étude ont des implications pertinentes pour les investisseurs ainsi que les régulateurs. Dans le périmètre des actions de la zone euro, nos résultats montrent les OPVCM labélisés semblent présenter une performance au moins en ligne avec le marché et des niveaux de risque plus faibles que les OPVCM conventionnels. Pour tout investisseur rationnel, avec ou sans fibre éthique, investir à travers des OPVCM ayant obtenu le label ISR français semble être avantageux. Pour les régulateurs, l'utilisation d'un label afin d'homogénéiser les pratiques ESG des OPVCM semble pertinente. En effet, ces labels peuvent attester de la prise en compte de dimensions extra-financières dans le processus d'investissement sans pour autant détériorer le profil de rendement et de risque d'un portefeuille. Cependant, le label ISR français n'est pas nécessairement le modèle à suivre. En effet, celui-ci ne pourra pas garantir que toutes les entreprises détenues au sein d'un OPCVM contribuent de façon significative à un objectif durable (de Saint-Martin et Piednoir, 2020).