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Composition du conseil d’administration et divulgation d’informations RSE 

Board of Director Composition and Corporate Social Disclosure 
Ali Dardour, Nadia Ben Farhat Toumi et Rim Boussaadaa

Résumés

Cet article examine l’impact de la composition du CA (conseil d’administration) sur la qualité des informations RSE (responsabilité sociétale des entreprises) divulguées. Notre échantillon comporte 82 sociétés françaises cotées à l’indice SBF120 entre 2008 et 2015. Après avoir contrôlé les biais d’endogénéité, nos résultats montrent un fort impact de la diversité de genre et de la représentation des administrateurs élus par les salariés sur la divulgation des informations sociales. Une relation positive et significative entre la diversité des nationalités au sein du CA et nos mesures RSE. Néanmoins, notre étude révèle l’absence de liens entre la diversité des formations et des écoles les dispensant d’une part, et la qualité de ces informations d’autre part.

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Texte intégral

Nous tenons à remercier la rédactrice en chef invitée, nos deux évaluateurs anonymes pour leurs commentatires et suggestions qui ont permis d’améliorer sensiblement la qualité de notre papier.

Introduction

1La responsabilité sociétale des entreprises (RSE) est au cœur de divers débats publics et politiques. Les organisations sont appelées à reduire leur empreinte écologique, à renforcer leurs engagements sociétaux et de gouvernance et à soumettre leurs avancées en la matière à des vérifications, effectuées par des tiers indépendants. Tandis que ces démarches relèvent de l’autorégulation dans nombre de pays, la France a choisi la voie réglementaire. En effet, depuis la loi du 15 mai 2001 relative aux nouvelles régulations économiques (NRE), les sociétés cotées sont tenues de publier dans leurs rapports annuels des informations détaillées sur leurs engagements RSE à l’intention des parties prenantes. Ainsi, la divulgation d’informations RSE s’est-elle fortement développée au cours des deux dernières décennies. Une récente étude internationale de KPMG (2015)1 révèle que 92 % des sociétés figurant sur la liste de Global Fortune 250 publient des informations RSE. La RSE est définie par la Commission européenne, comme « l’intégration volontaire, par les entreprises, de préoccupations sociales et environnementales à leurs activités commerciales et à leurs relations avec leurs parties prenantes » (Livre vert, 2001). Les problèmes environmentaux et sociétaux, tels que le changement climatique, les défis liés aux ressources naturelles, l'inclusion sociale et la parité entre les sexes, figurent parmi les défis mondiaux les plus pressants auxquels sont confrontés les acteurs économiques du XXIesiècle (World Economic Forum, 2014). À l’échelle de la firme, le système de gouvernance peut considérablement influencer les pratiques des entreprises pour répondre à ces enjeux. En tant que mécanimse interne de gouvernance, le CA influence les décisions portant sur la stratégie RSE de l’entreprise (Kassinis et Vafeas, 2002 ; Maon et al., 2009) et en particulier sur la qualité des informations extra-financières publiées.

2La recherche académique s’est également emparée de ces problématiques sociétales. Un premier courant s’intéresse à l’impact de la divulgation volontaire d’informations sociétales sur le coût du capital et sur le coût de la dette (Botosan, 1997 ; Sengupta, 1998 ; Byard et Shaw, 2003). Le second se centre sur la relation entre la qualité de divulgation non volontaire et la rémunération incitative des dirigeants (Dardour et Husser 2014 ; Dardour et Husser, 2016). Néanmoins, peu d’études portent sur l’influence des caractéristiques démographiques des membres du CA et la qualité de la divulgation d’informations RSE ou la performance sociétale (Brennan et Solomon, 2008 ; De Villiers et al., 2011).

3La théorie des échelons supérieurs suggère que la diversité des profils de dirigeants est à l’origine de la variété de leurs choix et dispositions stratégiques (Hambrick et Mason, 1984). La diversité des profils désigne l’hétérogeniété d’un groupe à travers différentes caractéristiques démographiques comme l’âge, l’éducation, l’expérience professionnelle et les connaissances. La perspective de la théorie de l’agence s’intéresse plus aux arrangements structurels du système de gouvernance d’entreprise, autrement dit, à la façon dont les dirigeants sont positionnés au sein du CA afin d’aligner les intérêts des actionnaires sur ceux des dirigeants et réduire les conflits d’agence (Jensen et Meckling, 1976). La considération conjointe de ces deux perspectives permet d’améliorer notre compréhension de la relation entre les dirigeants de la firme et sa stratégie (Jensen et Zajac, 2004). En considérant à la fois les caractéristiques démographiques et les positions des dirigeants au sein du CA, notre objectif est de lever l’ambiguité sur certains résultats empiriques concernant l’impact des dirigeants sur les choix stratégiques de l’entreprise. Les recherches empiriques sur la prise de décisions soutiennent l’idée d’une meilleure évaluation des choix dans des situations complexes en raison de l’importance des informations disponibles, montrant que les groupes hétérogènes sont en mesure de fournir une meilleure qualité des décisions par rapport aux groupes homogènes.

4Ce papier vise à compléter la littérature consacrée au lien entre gouvernance des entreprises et RSE. Il s’intéresse plus particulièrement à l’influence des caractéristiques démographiques des administrateurs sur la qualité des informations sociales et environnementales divulguées dans le contexte français. Y sont proposées de nouvelles variables sur les divers profils d’administrateurs, et notamment leurs différents parcours de formation. Les résultats démontrent que la diversité des écoles dont sont issus les administrateurs et la nature de leur principale formation n’ont pas d’impact sur la qualité RSE. Par ailleurs, les résultats mettent au jour le rôle significatif des administrateurs salariés élus dans l’amélioration des rapports sur les dimensions sociale et environnementale de la RSE. La diversité de genre favorise également la divulgation d’informations RSE. En outre, notre recherche teste la théorie de la masse critique afin de déterminer l’impact du nombre de femmes comme un sous-groupe minoritaire au sein du CA sur la RSE. Un CA plus diversifié adoptera une vision plus équilibrée et plus ouverte à la prise en compte des attentes des différentes parties prenantes. Nos résultats ont des implications managériales, politiques et théoriques en faveur de la diversité des CA et soulignent ses effets sur la qualité des reporting extra-financiers.

5La suite de l’article est organisée comme suit. La première section expose une revue de la littérature et formule les hypothèses de la recherche. Suivent la description de l’échantillon et de la méthodologie utilisée et les résultats obtenus. La troisième section présente les résultats et en propose une discussion.

1. Revue de la littérature et formulation des hypothèses

6Le thème de la diversité dans la composition du CA s’inscrit dans le cadre conceptuel de la théorie des échelons supérieurs (Hambrick et Mason, 1984). Cette théorie suggère que les caractéristiques d’un dirigeant, et notamment son âge, sa formation, son expérience professionnelle, ses valeurs, etc., ont un impact sur ses choix stratégiques. Ces caractéristiques permettent de prévoir et d’analyser son comportement et ses décisions. Bien que se focalisant sur les dirigeants et non sur les administrateurs, cette perspective théorique peut être mobilisée afin d’analyser le lien entre les caractéristiques démographiques des administrateurs et le niveau d’engagement de l’entreprise dans la divulgation d’informations RSE. À l’instar de la théorie des échelons supérieurs (Hambrick et Mason, 1984), nous partons du postulat que la qualité de la divulgation d’informations RSE est, dans une certaine mesure, le reflet des connaissances et des valeurs particulières des administrateurs.

7La théorie de l’agence s’intéresse plus aux différentes positions que les équipes managériales occupent au sein de l’entreprise en tant que membres exécutifs ou administrateurs et néglige leurs attributs démographiques (Jensen et Zajac, 2004). Ces attributs sont au cœur des idées suggérées par la théorie des échelons supérieurs.

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1.1. Indépendance du conseil d’administration et RSE

9L’indépendance de l’administrateur (ci-après AI) est l’une des notions les plus importantes dans les systèmes de gouvernance d’entreprise à travers le monde. En France, la notion d’AI est apparue dans le premier rapport Viénot, publié en juillet 1995. Celui-ci définit l’AI comme une personne n’ayant « aucun lien d’intérêt direct ou indirect avec la société ou les sociétés de son groupe et qui peut ainsi être réputé participer en toute objectivité aux travaux du conseil ». Vu sous l’angle de la théorie disciplinaire de l’agence, les AI seraient plus en capacité de contrôler les actions des dirigeants en matière de reporting. Ils seraient donc plus favorables à des décisions portant sur des investissements RSE afin de préserver la performance économique à long terme et ainsi préserver les intérets des actionnaires. Les dirigeants peuvent être plus réticents à mettre en oeuvre des activités RSE du fait du décalage temporel entre leur présence effective à la tête de l’entreprise et la période d’un possible retour positif des investissements engagés en la matière. La littérature évoque également d’autres arguments justifiant le lien positif entre l’indépendance du CA et la RSE. Le premier consiste à invoquer une plus grande sensibilité des AI aux besoins de l’entreprise (Ibrahim et Angelidis, 1995) et leur sens éthique plus appuyé par rapport aux administrateurs internes (Ibrahim et al., 2003). Le second argument est relatif à la capacité des AI à adopter une attitude plus prudente de sorte que l’entreprise se conforme à la réglementation (Zahra et Stanton, 1988), dans un souci double de préservation de leur réputation et de leur capital humain sur le marché des administrateurs (Lorenzo et al., 2009).

10Toutefois, les résultats des travaux empiriques basés sur ces arguments sont mitigés. En effet, plusieurs d’entre eux démontrent une relation positive entre l’indépendance du CA et les pratiques RSE (Mitchell, 2009 ; Porter et Kramer, 2006 ; Webb, 2004 ; Dunn et Sainty, 2009 ; Post et al., 2011 ; Shaukat et al., 2016). De même, la présence des AI permet d’améliorer la qualité du reporting sociétal (Htay et al., 2012 ; Chen et Van Staden, 2010 ; Rao et al., 2012 ; Jizi et al., 2013). Les entreprises avec des CA fortement indépendants favorisent l’engagment RSE (Jo et Harjoto, 2011). Ainsi, la mise en œuvre d’une stratégie RSE devient-elle plus claire et perceptible par les différentes parties prenantes. En outre, d’autres recherches ne trouvent aucun impact de l’indépendance du CA sur cette qualité (Ho et Wong, 2001 ; Eng et Mak, 2003 ; Said et al., 2009 ; Prado-Lorenzo et Garcia-Sanchez, 2010 ; Amran et al., 2014).

11Par ailleurs, les administrateurs considérés comme « internes » et dépendants en raison de leurs relations d’affaires et/ou familiales avec l’entreprise détiennent souvent davantage d’informations sur les activités opérationnelles et les enjeux stratégiques de l’entreprise. La prise en compte de la RSE par ces administrateurs est souvent ancrée dans le très long terme. Ainsi, bien qu’il n’y ait pas de composition optimale d’un CA, le dosage entre ces deux types d’administrateurs peut favoriser son efficacité dans la réalisation de ses missions de contrôle et de conseil. Dans la lignée de cette idée d’équilibre, la représentativité des administrateurs est mesurée par un indice d’hétérogénité, et non pas la proportion des AI, afin de tester l’impact de la diversité des administrateurs sur la qualité de divulgation des informations RSE.

Hypothèse 1 : La diversité des administrateurs (indépendants/non indépendants) est associée positivement à la divulgation d’informations RSE.

1.2. Le profil des administrateurs et la RSE

12Le cadre conceptuel de la théorie des échelons supérieurs (Hambrick et Mason, 1984) est souvent retenu par les études afin d’analyser les contributions des individus dans des postes de haute direction ou au sein des CA (Jensen et Zajac, 2004 ; Johnson et al., 2013 ; Byron et Post, 2016).

13Les connaissances, les compétences, les valeurs et les personnalités des dirigeants influencent d’une manière substantielle leurs interprétations des situations auxquelles ils sont confrontés et affectent donc leurs choix stratégiques. Les connaissances, les compétences et les valeurs accumulées par un individu découlent de son parcours professionnel et son éducation (Becker, 1964). Les personnes les plus qualifiées peuvent accéder à des postes d’administrateurs ou de haute direction. D’un point de vue managérial, la présence de différents profils d’administrateurs en matière d’expérience, formation ou nationalité permet d’améliorer la performance financière de l’entreprise (Hillman et al., 2000).

14Cette perspective théorique des échelons supérieurs peut être mobilisée afin d’analyser le lien entre la diversité des formations des administrateurs et le niveau d’engagement de l’entreprise dans la divulgation d’informations RSE. La présente étude retient la nature de la formation principale poursuivie par chaque administrateur comme un proxy de ses connaissances. Une diversité des profils, et notamment au niveau de la nature des formations suivies, peut être un avantage pour le processus de prise de décisions. Cette hétérogénéité des parcours des membres du CA peut offrir de nouvelles perspectives et promouvoir des échanges et des relations diversifiées, soutenant ainsi une meilleure analyse des sujets abordés (Rose, 2007). Selon Pelled et al. (1999), la diversité du CA se mesure à la variété des compétences des administrateurs au regard de leurs études et de leur expérience. De même, la diversité des formations des membres d’un même CA confère à ce dernier une meilleure capacité à statuer sur les orientations stratégiques de l’entreprise et à identifier les opportunités de croissance (Hitt et Tyler, 1991). Certaines recherches soulignent une relation positive entre l’éventail des diplômes et la performance financière (Erhardt et al., 2003) et les changements stratégiques (Hambrick et Mason, 1984 ; Goll et Rasheed, 2005). De même, les recherches empiriques portant sur la formation des membres du CA révèlent que le degré de formation permet de mieux traiter les informations (Westphal et al., 1995) et de bénéficier d’un certain leardership (Pinder et Pinto, 1974). Les recherches antérieures suggèrent que le parcours universitaire peut avoir un effet important sur les résultats des entreprises (Finkelstein et al., 2009). La majorité de ces travaux se sont concentrés sur des aspects concrets tels que l'innovation (Wiersema et Bantel, 1992 ; Barker et Mueller, 2002), la performance financière ou encore la prise de risques. En effet, l’étude de Langevoort et Rasmussen (1996) révèle que les cadres ayant une formation de juriste possèdent une plus grande aversion au risque et sont plus sensibles au risque de litige. Les juristes ont une meilleure compréhension de l'environnement juridique, et sont plus aptes à traiter des domaines politiquement sensibles tels que la performance environnementale (McKendall et al., 1999).

15Pour ce qui est de l’influence de la diversité des profils de formation des administrateurs sur la RSE, peu de travaux ont analysé cette relation (Lewis et al., 2014 ; De Villiers et al., 2011). À travers une étude qualitative, Ho (2005) note l’importance des diplômes des administrateurs sur les engagements liés à la RSE.

16Huang (2013) montre que la performance RSE est liée à la formation de son dirigeant. À titre d’exemple, un dirigeant ayant un master en ingénierie semble associé positivement aux scores de la RSE. Nous formulons l’hypothèse suivante :

Hypothèse 2 : La diversité des formations des administrateurs (juriste/économiste-gestionnaire/ingénieur) influence la divulgation d’informations RSE.

17Selon une étude récente portant sur les institutions de formation des administrateurs des sociétés du CAC 40, les polytechniciens et énarques demeurent fortement représentés dans les CA (35 % contre 50 % il y’a dix ans2). Phénomène proprement français, cette élite accède plus facilement aux sommets de l’État. L’appartenance à ce réseau d’élite permet une nomination plus aisée dans les CA des plus grandes entreprises nationales (Moulin et Point, 2012 et 2013). En effet, les dirigeants sélectionnés sont majoritairement diplômés des grandes écoles et doivent leur poste aux différentes relations entretenues avec la haute administration dite « grands corps d’État » (Bauer et Bertin-Mourot, 1987 ; Bourdieu, 1989). Kramarz et Thesmar (2013) précisent que les dirigeants issus de la haute fonction publique nomment des administrateurs appartenant au même groupe d’élite.

18Ces diplômés constituent un réseau social strict et clos (Kadushin, 1995) qui offre à ces membres des avantages en matière d’informations et de contrôle (Burt, 1992). Les différents travaux portant sur les élites politiques françaises, et notamment ceux publiés entre 1960 et 1985 (Dogan, 1967 ; Birnbaum, 1985), s’intéressent plus particulièrement aux dirigeants et à la classe politique. Les nouvelles recherches portant sur la formation élitiste des administrateurs ou des dirigeants se centrent plus précisément sur les administratrices (Martin et Pignatel, 2004 ; Allemand et Brullebault, 2014 ; Bender et al., 2016) et sur la rémunération des dirigeants (Broye et Moulin, 2014 ; Dardour et Boussaada, 2017). Concernant l’influence de ces réseaux d’élite sur la performance financière, les résultats des études ne sont pas concluants. Dans le contexte français, Paquerot et Marchand (2003) indiquent que la performance des sociétes est significativement inférieure lorsque le CA est présidé par un polytechnicien ou un énarque. Plus récemment, Nguyen (2012) a montré que les dirigeants issus de formations élitistes (ÉNA et Polytechnique) tendaient à être moins performants que les autres dirigeants. Selon cet auteur, le réseau social diminue l’efficacité du CA. Des études anglo-saxonnes indiquent qu’un CA dominé par un groupe d’élite, issu de la même école et de la même formation, est moins performant qu’un CA plus large et diversifié (Bourgeois et Eisenhardt, 1988). En effet, un groupe d’élite aura tendance à être moins créatif. La pression du groupe (Hackman et Morris, 1975) semble engendrer des jugements et des décisions biaisées (Kosnik, 1990). À noter que Raffaelli et al. (2014) signalent une relation négative entre les dirigeants des firmes et l’adoption de pratiques RSE. D’après ces auteurs, les dirigeants pourraient user du pouvoir de contourner la pression institutionnelle quant à l’adoption de pratiques RSE.

19Le choix d’identifier les administrateurs titulaires d’un diplôme de l’ÉNA et/ou Polytechnique est motivé par l’importance de ces deux écoles dans le contexte français. Burt (2001) souligne que les anciens élèves des grandes écoles possèdent une bonne connaissance des institutions publiques et de la sphère politique, grâce notamment à leur carrière dans l’administration.

20Le réseau social des anciens élèves constitue un mode de transmission des informations et d’accès aux différentes ressources (Granovetter, 1985). Les nombreuses connexions, formelles et informelles, permettent d’obtenir des informations privées pertinentes et d’une manière plus rapide (Castilla et al., 2000). Ces informations peuvent ainsi favoriser la prise de décisions au sein du CA et la collaboration avec les parties prenantes (Hillman et al., 2000). Par conséquent, le recrutement des administrateurs issus de ce réseau social devrait renforcer la légitimité de l’entreprise (Bear et al., 2010) et facilite l’obtention de conseils sur les différents choix financiers ou stratégiques (Kadushin, 1995). En France, le passage par les grandes écoles les plus prestigieuses est une caractéristique d’une approche politique élitiste (Evans et al., 1989). L’obtention d’un titre universitaire auprès de l’une de ces institutions facilite davantage l’accession aux organes de direction des entreprises cotées (Bauer et Bertin-Mourot, 1997, 2000 ; Bender et al., 2016).

21En somme, l’état actuel de la recherche ne permet pas de dégager un consensus sur l’influence positive ou négative de l’élitisme éducatif des administrateurs sur les pratiques RSE des entreprises. Ce constat amène à tester l’hypothèse suivante :

Hypothèse 3 : La diversité des écoles de formation des administrateurs (ENA/Polytechnique versus autres établissements) influence la divulgation d’informations RSE.

1.3. La diversité de genre et la RSE

  • 3 Trois ans après la promulgation de la loi, les instances concernées devront au moins compter 20 % d (...)

22La diversité de genre désigne la quête d’un certain niveau d’équilibre dans la représentation des hommes et des femmes au sein du CA. La France a opté pour la voie réglementaire par l’instauration progressive3 de quotas pour aller vers la féministation des instances dirigeantes des grandes entreprises. En effet, la loi Copé-Zimmermann, promulguée en 2011, fixe un quota obligatoire de 40 % du sexe sous-représenté dans les CA au 1er janvier 2017 dans les entreprises cotées et dans les sociétés comptant plus de 500 salariés permanents et un chiffre d’affaires supérieur à 50 M€. Les politiques en faveur de la diversité de genre se sont également développées dans plusieurs pays européens comme la Norvège, l’Espagne ou encore les Pays Bas. Elles prennent souvent la forme de quotas dont les entreprises sont appelées à respecter avant la fin d’une certaine échéance.

23La théorie des échelons supérieurs fournit un cadre conceptuel pertinent pour l’analyse de la diversié de genre (Byron et Post, 2016). Elle suggére que la représentation des femmes dans le CA influence l’apport cognitif des administrateurs. Les femmes et les hommes ont tendance à apporter des connaissances, des expériences et des valeurs différentes au CA. Par conséquent, on peut s'attendre à ce que les décisions du CA en matière de la responsabilité sociétale dépendent de la représentation de genre dans sa composition.

24En effet, Huse et al. (2009) montrent que la gent féminine contribue davantage à l’amélioration des activités qualitatives de contrôle telles que la politique de recrutement, l’évaluation des salariés, le contrôle de la qualité des produits et la satisfaction client.

25Ainsi, la présence de femmes est-elle propice à une meilleure performance financière (Carter et al., 2003 ; Erhardt et al., 2003 ; Campbell et Minguez-Vera, 2008).

26Les femmes apparaissent plus engagées en faveur d’actions sociétales et attentives au contrôle des engagements de l’entreprise en matière de RSE (Burgess et Tharenou, 2002 ; Ibrahim et Angelides, 1995 ; Williams, 2003). Certaines recherches dévoilent l’impact positif de la présence de femmes sur l’amélioration de la performance environnementale de l’entreprise (Braun, 2010 ; Post et al., 2011 ; Byron et Post, 2016). Les administratrices étaient systématiquement plus bienveillantes et inclusives que leurs homologues masculins (Adams et Funk, 2012).

27La nomination des femmes peut s’expliquer par une quête de légitimité organisationnelle et une volonté de répondre favorablement aux pressions internes et externes de l’environnement (Kolk et Perego, 2010). Un CA diversifié fait preuve de sa compréhension de l'environnement des affaires (Miller et Triana, 2009 ; Triana et al., 2013) et de sa capacité à faire valoir les intérêts de parties prenantes diverses (Harjoto et al., 2014). La présence des femmes au sein du CA peut renforcer les mécanismes d'engagement des parties prenantes et accroître la crédibilité des rapports d'entreprise (Manetti et Toccafondi, 2012 ; Boulouta, 2013). De surcroît, les femmes diffèrent dans les styles de leadership (Bear et al., 2010) et sont plus susceptibles de soutenir des projets communautaires et des actions caritatives au sein de la firme (Hillman et al., 2002. Williams, 2003). Enfin, un CA diversifié témoigne de l’engagement de l’entreprise et de sa volonté de se conformer à la règlementation (Miller et Triana, 2009). Nous proposons de tester l’hypothèse suivante :

Hypothèse 4 : La diversité de genre du CA est associée positivement à la divulgation d’informations RSE.

28Une meilleure représentation des femmes au sein du CA incite les autres membres à être plus attentifs à leurs opinions et analyses notamment en ce qui concerne la prise en compte des attentes des différentes parties prenantes de l’entreprise (Galbreath, 2011). L’idée d’une représentation significative est soutenue par la théorie de la masse critique qui présume que lorsque un certain seuil ou « une masse critique » de femmes dans un groupe est atteint, le groupe dominant accorde plus d’intérêt à ce sous-groupe dans son processus de prise des décisions (Kanter, 1977). La littérature empirique détermine souvent un seuil de trois femmes au sein du CA pour que ce sous-groupe commence à peser sur les décisions et évite ainsi sa marginalisation par le groupe dominant. Ainsi, nous estimons que la présence d’un groupe de femmes au sein du CA devrait influer davantage sur la qualité de divulgation d’informations RSE que lorsqu’elles ne sont qu’une ou deux. Nous testons l’hypothèse suivante :

Hypothèse 5 : Les CA comportant un groupe d’au moins trois femmes ont un impact plus significatif sur la divulgation d’informations RSE que les CA incluant une ou deux femmes.

29Certaines études ont étudié la diversité des nationalités sur la performance des firmes (Erhardt et al., 2003 ; Randøy et al., 2006). Elles montrent que les administrateurs étrangers contribuent positivement à la performance financière. D’autres recherches révèlent que la présence d'étrangers est liée à la divulgation et aux pratiques RSE d'une entreprise (Moneva et Llena, 2000 ; Prado-Lorenzo et al., 2009). Haniffa et Cooke (2005) estiment que le pourcentage de membres autochtones dans le CA est positivement associé au volume d'informations divulguées. De même, Ayuso et Argandona (2007) ont montré que les administrateurs étrangers jouent un rôle clé dans le développement des stratégies de reporting RSE. Néanmoins, l’étude de Branco et Rodrigues (2008) portant sur un échantillon de banques kényanes n'a trouvé aucune association entre la part des administrateurs étrangers dans le CA et les initiatives de reporting volontaire sur la RSE.

30À notre connaissance, aucune étude n’a été réalisée en France portant sur la diversité des nationalités des administrateurs et la qualité de divulgation RSE. Ainsi, nous émettons l’hypothèse qui suit :

Hypothèse 6 : La diversité de nationalités représentées au sein du CA influence la divulgation d’informations sociales et environnementales.

1.4. Les administrateurs salariés et la RSE 

31L’approche partenariale de gouvernance élargit la relation duale principal-agent, développée par la théorie de l’agence (Jensen et Meckling, 1976), à d’autres parties prenantes. Les salariés peuvent contribuer à la gouvernance de l’entreprise en étant représentés au CA. En France, la notion d’administrateur salarié a été introduite par la loi 26 juillet 1983 relative à la démocratisation du secteur public, laquelle rend obligatoire la présence de représentants des salariés dans les CA. La représentation des salariés au sein du CA peut contribuer à améliorer les débats au sein de cet organe (Huse et al., 2009). Les administrateurs salariés sont plus vigilants à la survie de leur entreprise puisque leur savoir-faire acquis est souvent peu transférable à une autre. Bien entendu, la faillite de l’entreprise a des conséquences importantes sur leur carrière professionnelle et leur vie personnelle. Par ailleurs, la sécurité, la stabilité financière et la réputation de l’entreprise sont plus importants pour ces administrateurs que pour certains autres membres.

32La représentation des salariés au sein du CA est ainsi considérée comme un mécanisme de contre-pouvoir qui permet de contrebalancer la suprématie des actionnaires (Huse et al., 2009). Les administrateurs salariés peuvent influencer les décisions du CA dont celles relatives à la politique RSE (Coffey et Wang, 1998 ; Huse et al., 2009). Les représentants des syndicats salariés sont généralement dotés de bonnes connaissances sur l’entreprise, lesquelles rehaussent la qualité des discussions et leur confèrent un poids réel dans les débats et le processus de prise de décisions (Levinson, 2001).

33Cependant, pour certains auteurs, ces administrateurs élus par les salariés manqueraient des compétences requises pour se prononcer sur des questions stratégiques et financières (Bøhren et Strøm, 2005). Ils pourraient entraver les décisions et les choix du CA (Rose, 2007). Selon la théorie de l’agence et la théorie des parties prenantes, le CA tend à préserver les intérêts de toutes les parties prenantes en publiant les informations qui améliorent la transparence, qui réduisent l’asymétrie d’informations et permettent d’éviter les comportements opportunistes. Afin d’analyser le lien entre la représentation des salariés au sein du CA et la qualité des informations sociales et environnementales divulguées, l’hypothèse suivante est formulée :

Hypothèse 7 : La proportion des administrateurs salariés au sein du CA influence positivement la divulgation d’informations RSE.

34La présente étude inclut des variables de contrôle susceptibles d’influencer la divulgation d’informations RSE : la taille de l’entreprise, la taille du CA, la part des droits de vote du principal actionnaire et la performance financière.

35Concernant la dimension de l’entreprise, la littérature stipule que les grandes entreprises sont plus susceptibles d'identifier les problèmes environnementaux et de les gérer efficacement (Clarkson et al., 2008 ; De Villiers et al., 2011 ). La littérature suggère que plus un CA est large, plus il possède la diversité et l'expertise nécessaires pour améliorer les pratiques RSE (Agrawal et Knoeber, 2001 ; Kassinis et Vafeas, 2002 ; De Villiers et al., 2011). Plus l’environnement est incertain, plus l’entreprise a besoin de cette diversité de profils pour maîtriser cette incertitude. En outre, un CA plus large a plus de chance de compter un ou plusieurs membres dotés d’une expertise dans les domaines de la RSE. Par ailleurs, certaines études montrent que les entreprises les plus rentables présentent également une meilleure performance environnementale (McKendall et al., 1999 ; Kock et Santaló, 2005). Ces entreprises sont en mesure d’absorber les coûts financiers liés à la RSE (Bear et al., 2010). Afin de contrôler la performance financière de l’entreprise, nous introduisons dans nos modèles la variable rendement des actifs ou ROA (Return on assets).

36Selon la théorie de l'agence, les actionnaires majoritaires sont incités à contrôler les dirigeants et à réduire leur opportunisme afin de maximiser leurs propres bénéfices (Shleifer et Vishny, 1997) et à péreniser l'engagement RSE optimal (Oh et al., 2011 ; Dam et Scholtens, 2012). Nous retenons la part des droits de vote de l’actionnaire majoritaire comme variable de contrôle dans notre étude. Enfin des variables binaires (secteurs d’activité et années) ont été incluses dans les modèles d’analyse présentés.

2. Méthodologie de la recherche

2.1. Échantillon

37L’échantillon initial de cette étude est composé des sociétés cotées au SBF 120. Cet indice représente plus de 75 % de la capitalisation boursière de la place de Paris. Les scores relatifs à la qualité des informations RSE divulguées ont été collectés à partir de la base de données Bloomberg, de même pour les variables financières. Bloomberg fournit un indice incluant les scores de divulgation d'informations environnementales, sociales et de gouvernance (ESG) (voir Annexe 1). Les scores ESG évaluent ainsi le niveau de transparence des entreprises en matière de performance non financière. Pour chaque entreprise, Bloomberg développe un score qui varie de 0 pour les entreprises qui ne divulguent pas les données ESG à 100 pour celles qui divulguent chaque point de données collectées. La biographie de chaque administrateur a été constituée à partir de trois sources principales : le Who's Who in France, le Guide des États majors des grandes entreprises et Factiva. Les données manquantes ont été complétées à l’aide de divers documents de référence des sociétés cotées. 91 sociétés du SBF 120 sont notées par Bloomberg, principalement à partir de 2007. En raison de l’indisponibilité de certaines données, l’échantillon final est composé de 82 entreprises, observées sur la période de 2008 à 2015, ayant abouti à 643 observations.

2.2. Mesures des variables

38Pour mesurer la diversité dans le CA, nous avons fait appel à l’indice d’hétérogénéité de Blau (1977). Cet indice est l’un des indicateurs les plus couramment utilisés pour déterminer la variation dans des données catégoriques. Il est calculé au moyen de la formule suivante :

39où p = part d’individus dans une catégorie, N = nombre de catégories.

40Comme on peut le voir dans cette formule, pour une variable ayant deux catégories possibles (exemple : le genre), si une seule catégorie est présente dans le CA (même sexe), alors l’indice de Blau est égal à zéro. Cet indice affiche la valeur maximale de 0,5 lorsque les adminsitrateurs sont parfaitement équilibrés entre ces deux catégories (50 % des femmes et 50 % des hommes). Le tableau 1 définit les variables retenues, leur signification ainsi que leurs mesures. Le tableau 1, présente la définition des cinq indices Blau utilisés dans notre modèle de base.

Tableau 1 : Définitions et mesures des variables

Tableau 1 : Définitions et mesures des variables

2.3. Modèle d’analyse

41Des régressions économétriques ont été effectuées sur des données de panel afin d’étudier l’incidence de la composition des CA sur les mesures RSE.

42Afin de tester une potentielle non linéarité, notamment en ce qui concerne la diversité de genre, nous introduisons dans nos regressions le carré de l’indice de Blau. Trois mesures de divulgation d’information RSE sont utilisées : le score social, le score environnemental et le score global.

3. Résultats et discussions

3.1. Statistiques descriptives

Tableau 2 : Statistiques descriptives

Tableau 2 : Statistiques descriptives

Source : compilation des auteurs

43Le tableau 2 présente les statistiques descriptives de l’échantillon. Les scores moyens de divulgation d’informations sociales sont plus élevés que ceux concernant les informations environnementales. Ce résultat peut s’expliquer par le poids des règles juridiques imposant aux entreprises de divulguer ces informations. L’indice de diversité de la variable Blau-Indépendance est en moyenne de 0,35. Quant aux profils des adminsitrateurs, selon les trois principales catégories identifiées : économiste et/ou en gestionnaire, Juriste et ingénieur, l’indice Blau moyen est de l’ordre de 0,51 montrant une forte hétérogénéité dans les profils. Il est à noter que la formation principale de l’administrateur est retenue pour le classer dans l’une de ces trois catégories de formation.

44L’indice Blau de genre varie entre 0 (aucune femme dans le CA) et 0,5 (la moitié des membres du CA sont des femmes). Néanmoins, la moyenne de cet indice est relativement faible (0,24). Nous constatons que dans plus de 44 % des cas, le CA compte trois femmes ou plus et seulement 15 % des CA comptent une seule femme sur la période de l’étude. Nous observons également un indice Blau de diversité des nationalités (selon deux catégories : nationalité française et autres nationalités) est relativement élevé (0,36). Enfin, la présence de représentants des salariés dans les CA est souvent limitée à un ou deux membres, ramenant le taux moyen des amininistrateurs salariés élus à 2,44 %. L’actionnaire principal des entreprises de l’échantillon détient environ 30 % des droits de vote.

45Le tableau 3 représente la matrice de corrélation de l'ensemble des variables retenues. Il confirme l'absence de problèmes sérieux de corrélation entre les variables. Nous constatons que seul l’indice Blau_Formations n’est corrélé ni avec le score environmental ni avec le score social. De même, l’indice de diversité des nationalités n’est pas corrélé avec le score social. L’indice Blau de genre est corrélé positivement au score environmental (0,27***), au score social (0,37***) et au score global (0,35***).

Tableau 3 : Matrice de corrélation

Tableau 3 : Matrice de corrélation

*** ; ** ; * représentent le seuil de significativité au seuil de 1 % ; 5 % et 10 % respectivement.

3.2. Analyse multivariée

46Des tests statistiques ont été réalisés afin de déterminer la méthode d’estimation la plus adéquate pour les modèles d’analyse. Tout d’abord, le test d’Hausman a revelé que les modèles des effets aléatoires sont plus pertinents que ceux des effets fixes (p > 5 %). Ensuite, pour vérifier l’absence de biais susceptibles d’altérer la significativité des coefficients, des tests d’hétéroscédasticité et d’autocorrélation des erreurs ont été effectués. Le test de Wald modifié indique que la structure des erreurs parmi les panels est hétéroscédastique (p < 5 %). De même, le test de Wooldridge confirme la présence d’un problème d’autocorrélation des erreurs d’ordre 1 (p < 5 %). Ainsi, pour l’estimation des modèles présentés, la méthode des moindres carrés généralisés (MMCG) s’avère plus pertinente puisqu’elle permet de pallier les problèmes liés à l’hétéroscédascticité et l’autocorrélation des erreurs.

47À leur tour, les résultats issus des estimations par la méthode MMCG (les résultats sont reportés en Annexe 2) peuvent être altérés par un probléme d’endogénéité. Cette dernière peut générer des estimateurs biaisés si l’aspect dynamique n’est pas pris en compte. Les études relatives à la gouvernance d’entreprise sont sujettes à des biais d’endogénéité issus de l’omission de variables, des erreurs de mesure ainsi que de l’existence d’une potentielle causalité inverse. En effet, la diversité des membres du CA peut être endogène (Abad et al., 2017 ; Bonnet et al., 2017 ; Cavaco et al., 2017). La composition du CA a un impact sur la divulgation d’informations RSE mais aussi la politique sociétale pourrait avoir un effet causal sur cette composition. En effet, une entreprise qui s’engage dans une démarche RSE et qui divulgue les informations relatives à cet engagement peut attirer les administateurs sensibles à ces pratiques dans leurs critères de choix.

48Afin de corriger ces biais, de mieux spécifier la relation entre la diversité du CA et la politique RSE et d’éprouver la robustesse de nos résultats, nous recourons à la méthode des moments généralisés en système en panel dynamique (GMM), suivant la démarche d’Arellano et Bover (1995) et Blundell et Bond (1998). L’estimateur GMM consiste à combiner les équations en première différence avec les équations en niveau dans lesquelles les variables sont instrumentées par leurs valeurs en niveau retardées d’au moins une période. Les variables explicatives retardées d’au moins deux périodes sont utilisées comme instruments. Pour apprécier la pertinence de l’estimateur GMM en panel dynamique, nous effectuons deux tests : le test de sur-identification de Sargan qui permet de tester la validité des instruments utilisés et le test d’autocorrélation d’Arellano et Bond (1991). Les résultats présentés aux tableaux 4 et 5 montrent que nos instruments sont bien valides (p > 10). En outre, le test d’Arellano-Bond des résidus indique un rejet de l’hypothèse nulle d’absence d’autocorrélation du premier ordre AR (1) (p < 10 %), mais une acceptation de l’hypothèse nulle d’absence d’autocorrélation de second ordre AR (2) (p > 10 %). Ces différents tests confirment la robustesse statistique de nos estimations.

49Les tableaux 4 et 5 montrent que les coefficients associés aux valeurs retardées des scores de divulgation d’informations sociales, environnementales et globales sont asssociés positivement au seuil de 1 % aux scores de divulgation. Ce résultat confirme que la relation entre la diversité du CA et la politique RSE est dynamique. Par conséquent, et en raison de l’endogénéité constatée, nos interprétations sont fondées seulement sur les modèles dynamiques (GMM).

50Conformément à nos attentes, la diversité des membres indépendants/non indépendants est associée positivement et significativement au seuil de 1 % avec le score global de la qualité de divulgation des informations RSE (Tableau 4, modèle 5). Lorsque nous retenons les sous-dimensions de ce score comme variables dépendantes, nous observons une relation positive et significative au seuil de 1 % avec la dimension sociale et également une relation positive mais significative seulement au seuil de 10 % avec la dimension environnementale. Globalement, ces résultats confirment notre Hypothèse 1. Ainsi, un meilleur équilibre de représentation des membres indépendants et des membres non indépendants au sein du CA favorise l’engagement de l’entreprise dans des actions RSE et l’investissement dans des stratégies de développement durable. Par ailleurs, nous avons testé l’effet de l’indépendance du CA sur la divulgation RSE. Pour cela, nous avons remplacé la variable Blau-Indépendance par celle de la proportion des administrateurs indépendants. Nos résultats (non reportés et disponibles sur demande) restent inchangés. Les administrateurs indépendants, soucieux de protéger leur réputation, sont suceptibles d’accorder plus d’attention à la politique RSE de l’entreprise que les administrateurs non indépendants. La stabilité de nos résultats, à travers nos deux mesures de diversité de la position des membres dans le CA, s’explique, au moins en partie, par une représentation équilibrée de ces membres (la part des administrateurs indépendants est de l’ordre de 56 % et l’indice Blau-Indépendance est en moyenne de 0,35). Nos résultats corroborent ceux démontrés par Ibrahim et al. (2003) et Jo et Harjoto (2011).

51En ce qui concerne, la diversité des écoles à l’origine du parcours de formation des administrateurs et la diversité de la formation principale de ces derniers, nos résultats ne révèlent pas de relations significatives avec la divulgation d’informations RSE (H2 et H3 ne sont pas validées). Contrairement à certaines études empiriques revèlant des relations significatives entre la nature de la fomation ou l’appartenance de l’administrateur à certains réseaux (les écoles élitistes par exemple) et la performance financière, notre recherche met en lumière l’absence de liens entre ces mesures de diversité et la qualité de la divulgation d’informations RSE. Ce résultat peut s’expliquer, par la forte dissimination des connaissances relatives à la RSE, notamment après l’introduction de la loi NRE en 2001 et les directives européennes en faveur de la RSE au début des années 2000. Les membres du CA, sont sensibilisés à ces problématiques même en dehors de leurs parcours de formation.

52En ce qui concerne la diversité de genre, la variable Blau_Genre présente un coefficient positif et significatif seulement pour le modèle 1 portant sur la dimension sociale de la divulgation. Le lien entre le taux de représentation des femmes et la divulgation sociale peut se justifier du fait que les femmes ont souvent des valeurs plus en phase avec l’approche morale de la RSE. Le processus de socialisation de genre (Dawson, 1997) cantonne les hommes et les femmes dans des environnements sociaux bien différenciés : ils assument des rôles distincts dans la société, et ce depuis leur plus jeune âge. Les femmes sont davantage mues par la poursuite d’objectifs communautaires que par leur réussite personnelle (Carlson, 1972 ; Gilligan, 1982). Elles sont plus coopératives et tendent à se consacrer aux activités sociales et philanthropiques (Hafsi et Turgut, 2013 ; Huse et al., 2009). Par conséquent, elles sont enclines à défendre les enjeux sociaux dans l’entreprise tels que l’égalité des salaires, les conditions de travail, la diversité, la lutte contre la corruption et la fraude et la promotion des aspects éthiques dans la conduite des affaires. En outre, les femmes occupent moins fréquemment des postes à hautes responsabilités dans l’entreprise. Elles tiennent principalement des fonctions « support » (Zelechowski et Bilimoria, 2006 ; Dang et al., 2014). Ainsi, la probabilité est élevée que les femmes siégeant aux CA aient plus de connaissances et d’expertises que leurs alter ego de la gent masculine dans les fonctions telles que la gestion des ressources humaines, le marketing, etc. Comparativement aux administrateurs masculins ayant des postes de top management, les femmes peuvent mieux percevoir les enjeux relatifs aux aspects sociaux et l’intérêt de divulguer des informations sociales de qualité (Hillman et al., 2002).

53Notre étude confirme les résultats de certaines études montrant que la présence d’au moins deux femmes au sein du CA renforce la crédibilité des rapports RSE (Liao et al., 2016 ; Nekhili et al., 2017). Les femmes administratrices améliorent intrinsèquement la capacité du CA à aborder efficacement les activités de RSE (Bear et al., 2010 ; Hafsi et Turgut, 2013 ; Handajani et al., 2014 ; Isidro et Sobral, 2015).

54Par ailleurs, et afin de tester la possible non linéarité de la relation entre la diversité et les mesures RSE, nous avons inséré la variable Blau_Genre au carré dans les modèles 2, 4 et 6 dont les variables dépendantes sont le score social, le score environnemental et le score global RSE, respectivement. Les résultats montrent une relation non linéaire sous forme de U inversé. En effet, la relation est d’abord positive jusqu’à un certain seuil de diversité et devient négative à partir de ce seuil. Ce résultat est stable lorsque nous utilisons d’autres mesures de la diversité de genre comme la proportion des femmes (résultats non reportés) et le nombre de femmes (voir tableau 5). La qualité de la divulgation d’informations RSE se détériore lorsque le nombre de femmes au sein du CA dépasse 3,52. En tenant compte de la taille moyenne du CA, ce seuil correspond à environ 30 % des membres. Ce résultat peut s’expliquer par les viviers et méthodes de recrutement des administratices. En effet, les femmes récemment nommées sont souvent issues des milieux proches des dirigeants, ce qui peut favoriser l’alignement de leurs idées sur ceux qui les ont nommées, d’autant qu’elles président rarement les comités spécialisés. Les biographies des femmes présentes dans ces instances montrent en effet que 21 % d’entre elles sont les descendantes directes du fondateur ou de l’actionnaire principal et que 8 % sont les épouses des fondateurs ou de cet actionnaire. Ainsi, près de 30 % des femmes siégeant dans les CA le sont souvent pour des raisons familiales (Moulin et Point, 2012). Nos résultats ne vont pas forcément dans le sens de la loi Copé-Zimmerman. Le quota de 40 % est dénué de fondements théoriques. Sur la période de l’étude (de 2008 à 2015), on observe une forte progression du taux moyen de féminisation des conseils des sociétés du SBF 120, passant de 12,05 en 2010 à 32,71 en 2015. Le seuil à partir duquel la présence des femmes au CA n’apporte plus d’amélioration à la qualité de divulgation d’informations RSE est de l’ordre de 30 %. Ce seuil est proche de la moyenne des femmes siégeant au CA en 2014 et 2015. Nous rappelons que la loi Copé-Zimmerman de 2011 fixe un quota obligatoire de 40 % du genre sous représenté dans le CA au 1er janvier 2017 dans les entreprises cotées. Le respect effectif de ce seuil de 40 % se fait progressivement. En 2014, les instances concernées devaient compter au moins 20 % de femmes.

55Afin d’approfondir nos analyses sur la diversité de genre, nous avons testé l’hypothèse d’une influence plus prononcée sur les décisions des sous-groupes minoritaires lorsque ce groupe atteint une certaine taille autrement dit une masse critique lui permettant d’agir sur le processus de prise de décisions. Pour cela, nous introduisons dans nos modèles (tableau 5), quatre nouvelles variables binaires : aucune femme, présence d’une seule femme, présence de deux femmes, présence de trois femmes et plus dans la composition du CA. La variable de référence pour l’interprétation des coefficients des variables mesurant le nombre de femmes est celle de l’absence de femme dans le CA. Il existe des degrés dans l’amélioration de la qualité des informations divulguées selon le nombre de femmes. En effet, nos analyses statistiques montrent, par rapport à notre variable de référence qui est l’absence de femmes dans le CA (Femme0), qu’il y a un effet plus prononcé de la présence d’une femme (4,35**) ou de deux femmes (5,962***) sur la qualité de la divulgation d’informations RSE. Cependant, cet effet est moins prononcé avec la présence de trois femmes au moins (5,411**). Cette relation non linéaire entre la qualité des informations divulguées et le nombre de femmes dans le CA a été constatée via les trois régressions réalisées (ENV_D, SOC_D et ESG_D). Ce résultat ne confirme pas la théorie de la masse critique. La présence d’une seule femme permet au CA d’améliorer la qualité de la divulgation d’informations RSE. Nos résultats diffèrent de ceux reportés par certaines études antérieures (Konrad et al., 2008, Post et al., 2011 ; Gul et al., 2011, Srinidhi et al., 2011 ; Ben Amar et al., 2017).

56Contrairement à la diversité des formations et des écoles à l’origine de ces formations, la diversité des nationalités est associée positivement et significativement au seuil de 1 % avec toutes nos mesures de la qualité de la divulgation RSE (H6 validée). Notre résultat confirme ceux de Prado-Lorenzo et al. (2009) ; Moneva et Llena (2000) et d’Ayuso et Argandona (2007) qui mettent en évidence l’apport cognitif des administrateurs étrangers. La mondialisation des relations d’échange favorise l’ouverture des CA à des membres qui ont la capacité d’analyser les différents contextes socio-économiques et permettre à l’entreprise de s’adpater avec les attentes de ses parties prenantes internes et externes notamment en ce qui concerne ses activités RSE.

57Le coefficient estimé de la variable relative à la présence d’administrateurs salariés dans le CA est associé positivement et significativement au score global de la divulgation RSE. Néanmoins, ces administrateurs semblent plus préoccuppés par la qualité de publication d'informations sociales que des informations environnementales. Ce résultat soutient l’hypothèse d’une asymétrie d’attention des salariés en matière de RSE. En effet, les conditions de travail, l’égalité salariale, la non discrimination et d’autres critères sociaux constituent des sujets qui mobilisent davantage les salariés et leurs représentants syndicaux siégeant au CA.

58Quant aux variables de contrôle, les résultats attestent d’une relation négative et significative entre la part des droits de vote détenus par l’actionnaire principal et la qualité de divulgation d’informations sociales et l’absence d’impact sur le volet environnmental. Ce constat rejoint la théorie de l’agence et corrobore les travaux d’Ioannou et Serafeim (2012) et Shaukat et al. (2016). La présence d’actionnaires majoritaires tendrait à réduire la pression externe pour la divulgation formelle d’informations. Ceci témoigne également du faible pouvoir des actionnaires minoritaires et de leur difficulté à suivre les activités RSE en présence d’actionnaires de contrôle. Par ailleurs, les résultats soulignent une relation croissante entre la taille de l’entreprise et la qualité des informations RSE divulguées. Ce résultat confirme celui des travaux antérieurs qui révèlent souvent un lien positif (Clarkson et al., 2011 ; Ioannou et Serafeim 2012 ; Mallin et Michelon, 2011 ; Shaukat et al., 2016 ; Michelon et Parbonetti, 2012). Plus sa taille est importante, plus l’entreprise investit dans un meilleur reporting sociétal du fait de sa forte exposition à la pression publique d’une part, et de la disponibilité de davantage de ressources financières dédiées aux activités RSE d’autre part. Enfin, les résultats montrent une absence de lien entre la performance financière (ROA) et la qualité des informations RSE. Contrairement aux résultats trouvés par Cormier et Magnan (1999, 2002) et Agbodjo (2015), les firmes ne semblent pas conditionner la qualité de la divulgation à l’amélioration ou la dégradation de leur performance.

Tableau 4 : Diversité du conseil d’administration et divulgation d’informations RSE - Méthode des moments généralisés en système (GMM)

Y : SOC_D

β

(Valeur de t)

Y : ENV_D

β

(Valeur de t)

Y : ESG_D

β

(Valeur de t)

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Modèle 5

Modèle 6

SOC_Dt-1

0,375***

(9,40)

0,344***

(8,43)

-

-

-

-

ENV_D t-1

-

-

0,401***

(10,61)

0,383***

(10,45)

-

-

ESG_D t-1

-

-

-

-

0,306***

(12,28)

0,301***

(12,34)

Blau_Indépendance

7,737***

(2,81)

5,384**

(2,00)

5,271*

(1,90)

3,641

(1,31)

7,77***

(2,70)

5,659*

(1,91)

Blau_Nationalités

5,685*

(1,80)

7,689**

(2,41)

8,444***

(3,41)

8,975***

(3,57)

10,591***

(4,33)

11,253***

(4,52)

Blau_Formations

-2,994

(-1,05)

-2,920

(-1,03)

-3,650

(-1,24)

-4,074

(-1,36)

-2,074

(-0,77)

-2,519

(-0,95)

Blau_Ecoles

0,404

(0,11)

0,851

(0,25)

2,116

(0,64)

2,671

(0,78)

-0,255

(-0,08)

0,804

(0,27)

Blau_Genre

6,505**

(2,05)

34,365***

(4,43)

3,307

(1,26)

23,104***

(3,55)

3,403

(1,18)

26,075***

(4,22)

Blau_Genre2

-

-57,435***

(-3,95)

-

-41,407***

(-3,17)

-

-46,802***

(-3,99)

 %Adm_Salariés

28,367***

(3,50)

29,145***

(3,52)

6,955

(0,87)

6,523

(0,82)

14,657***

(2,07)

12,463*

(1,70)

DV-ACTP

-0,098***

(-3,35)

-0,100***

(-3,39)

-0,04

(-1,31)

-0,045

(-1,29)

-0,055*

(-1,74)

-0,048

(-1,50)

Taille-CA

0,391**

(2,56)

0,309**

(1,97)

0,009

(0,06)

-0,022

(-0,14)

0,132

(0,99)

0,116

(0,87)

Taille-Firme

0,692*

(1,65)

0,966**

(2,27)

1,779***

(3,25)

1,961***

(3,54)

1,566***

(3,57)

1,709***

(3,84)

ROA

-0,005

(-1,22)

-0,065

(-1,50)

0,07

(1,05)

0,055

(0,73)

0,074

(1,14)

0,065

(1,00)

Constante

13,964***

(3,22)

11,742***

(2,58)

0,289

(0,05)

-1,476

(-0,26)

6,573

(1,20)

4,328

(0,76)

Var, binaires années et secteurs

oui

oui

oui

oui

oui

oui

Observations

563

563

585

558

563

563

N° d’instruments

44

45

44

45

44

45

Sargan test

27,742

(0,37)

27,243

(0,39)

33,683

(0,14)

34,774

(0,11)

32,154

(0,18)

30,700

(0,23)

AR (1) test

-3,016

(0,00)

-2,901

(0,00)

-2,402

(0,01)

-2,405

(0,01)

-2,286

(0,02)

-2,250

(0,02)

AR (2) test

0,870

(0,38)

0,887

(0,37)

0,720

(0,47)

0,718

(0,47)

0,656

(0,51)

0,687

(0,49)

Les variables dépendantes représentent : le score de divulgation d’informations sociales (modèles 1 & 2), le score de divulgation d’informations environnementales (modèles 3 & 4) et le score global de divulgation d’informations RSE (modèles 5 & 6). Les modèles 1, 3 et 5 testent nos hypothèses sur l’effet direct des mesures de diversité du CA sur les trois variables dépendantes. Les modèles 2, 4 et 6 testent la possible non linéarité entre la diversité de genre et les mesures de la divulgation d’informations sociétales. ***, **, * présentent le seuil de significativité à 1 %, 5 % et 10 % respectivement.

Tableau 5 : Masse critique et divulgation d’informations RSE –

Méthode des moments généralisés en système (GMM)

Y : SOC_D

β

(Valeur de t)

Y : ENV_D

β

(Valeur de t)

Y : ESG_D

β

(Valeur de t)

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Modèle 5

Modèle 6

SOC_Dt-1

0,350**

(2,50)

0,351***

(8,61)

-

-

-

-

ENV_D t-1

-

-

0,393***

(10,40)

0,407***

(10,77)

-

-

ESG_D t-1

-

-

-

-

0,293***

(12,03)

0,302***

(11,75)

Blau_Indépendance

4,051

(0,82)

6,375**

(2,31)

2,858

(1,00)

4,223

(1,53)

5,933**

(2,00)

6,629**

(2,25)

Blau_Nationalités

7,582

(1,46)

6,913**

(2,18)

9,058***

(3,60)

8,459***

(3,46)

11,174***

(4,46)

10,673***

(4,37)

Blau_Formations

-2,428

(-0,48)

-2,445**

(-0,87)

-3,335

(-1,12)

-3,334

(-1,13)

-1,968

(-0,72)

-2,174

(-0,81)

Blau_Ecoles

-0,470

(-0,07)

0,983

(0,27)

2,386

(0,71)

1,723

(0,52)

0,025

(0,00)

-0,054

(-0,01)

Une femme

4,350**

(2,04)

-

2,110**

(2,45)

-

2,330***

(2,72)

-

Deux femmes

5,962***

(2,91)

-

3,302***

(3,02)

-

3,747***

(3,58)

-

Trois femmes et plus

5,411**

(2,25)

-

2,961***

(2,78)

-

3,041**

(2,45)

-

Nbre de femmes

-

2,280***

(3,38)

-

1,205**

(2,43)

-

1,539***

(2,77)

Nbre de femmes2

-

-0,293***

(-3,57)

-

-0,171**

(-2,28)

-

-0,242***

(-3,29)

 %Adm_Salariés

29,929**

(2,16)

29,399***

(3,48)

5,750

(0,71)

8,459***

(3,46)

13,816*

(1,91)

15,719**

(2,27)

DV-ACTP

-0,096*

(-1,83)

-0,095***

(-3,17)

-0,034

(-0,93)

-0,051

(-1,46)

-0,046

(-1,43)

-0,057*

(-1,81)

Taille-CA

0,294

(1,26)

0,309**

(2,13)

-0,010

(-0,06)

-0,025

(-0,16)

0,115

(0,85)

0,113

(0,85)

Taille-Firme

0,817

(1,39)

0,912**

(2,13)

1,872***

(3,35)

1,723***

(3,08)

1,621***

(3,65)

1,739***

(3,83)

ROA

-0,069

(-0,92)

-0,063

(-1,39)

0,068

(0,97)

0,069

(0,98)

0,070

(1,10)

0,079

(1,23)

Constante

13,316

(1,51)

12,326***

(2,68)

-1,333

(-0,23)

1,094

(0,19)

5,369

(0,95)

5,069

(0,88)

Var, binaires années et secteurs

oui

oui

oui

oui

oui

oui

Observations

563

563

558

558

563

563

N° d’instruments

46

45

46

45

46

45

Sargan test

26,194

(0,45)

27,064

(0,40)

33,228

(0,15)

34,835

(0,11)

31,060

(0,22)

31,851

(0,19)

AR (1) test

-2,250

(0,02)

-2,994

(0,00)

-2,440

(0,01)

-2,449

(0,01)

-2,274

(0,02)

-2,273

(0,02)

AR (2) test

0,880

(0,37)

0,922

(0,35)

0,765

(0,44)

0,732

(0,46)

0,723

(0,46)

0,702

(0,48)

Les modèles 1, 3 et 5 testent l’hypothèse de l’effet « masse critique » concernant la représentation des femmes au sein du CA sur la qualité de la divulgation RSE. Les modèles 2, 4 et 5 testent la possible non linéarité de la relation entre le nombre des femmes dans le CA et les différentes variables dépendantes présentées dans le tableau 4. ***, **, * présentent le seuil de significativité à 1 %, 5 % et 10 % respectivement.

Conclusion

59Fondée sur la théorie des échelons supérieurs, cette recherche s’intéresse principalement à l’influence des caractéristiques démographiques des membres des CA des grandes entreprises françaises cotées au SBF 120 sur la qualité des informations RSE divulguées. En recourant à la méthodologie des données de panel, sur une période d’étude allant de 2008 à 2015, nos résultats révèlent le rôle important de la diversité au sein du CA dans l’amélioration du reporting sociétal. Mesurées par l’indice de Blau, les dimensions de diversité n’ont pas le même effet sur le score global de RSE et sur ses composantes : le score environmental et le score social. Premièrement, nos résultats montrent un impact positif et significatif de la diversité de genre, de la diversité des profils des administrateurs (indépendants/non indépendants) et la diversité des nationalités sur ces deux scores. Deuxièmement, une relation positive et significative entre la représentation des salariés au CA et le score social de la RSE est constatée. Troisièmement, la diversité des formations des administrateurs et la diversité des écoles les dispensant n’ont pas d’effet sur nos mesures RSE.

60Notre étude contribue significativement à la littérature sur le lien entre la composition du CA et la divulgation RSE en analysant différentes dimensions de la diversité sur la qualité des informations environnementales et sociales divulguées. Le contexte français se distingue par la volonté du législateur d’améliorer la représentativité des femmes (loi Copé-Zimmermann, 2011) et la représentativité des administrateurs salariés dans les CA (loi du 14 juin 2013 sur la sécurité de l’emploi et la loi du 17 aout 2015 sur le dialogue social et l’emploi). Sur le plan empirique, le choix d’une période d’étude récente (2008-2015) permet de tenir compte de l’impact de ces évolutions législatives. Nos résultats sont robustes comme le témoigne l’analyse de l’endogénéité par la méthodologie des données de panel dynamique.

61D'un point de vue théorique, et notamment en période de vifs débats sur le rôle du CA dans la gestion éthique et responsable des entreprises, les recherches sur la gouvernance d'entreprise devraient aller au-delà de la distinction traditionnelle entre les administrateurs indépendants/non indépendants et des recommandations des codes de gouvernance d’avoir une majorité d’indépendants dans les CA. En effet, notre étude montre que la diversité dans la composition du CA améliore son efficacité dans la conduite de ses missions de contrôle et de conseil.

62D’un point de vue managérial, les résultats mettent en valeur la nécessité de mieux prendre en compte la diversité dans la politique de choix des administrateurs. De plus, la nomination d’un groupe de femmes au CA permet de donner à ces dernières plus de poids dans le processus de prise de décisions y compris celles relatives à l’amélioration de la qualité des informations RSE. Notre résultat soutient la politique des quotas instaurée par le législateur français en faveur d’une représentation équilibrée des femmes et des hommes au sein des conseils d'administration et de surveillance. Néanmoins, nos analyses montrent une relation non linéaire, d’abord positive et ensuite négative, entre le nombre des femmes dans le CA et la qualité de divulgation d’informations RSE. Ainsi, si l’intégration de femmes permet d’améliorer les discussions au sein du CA et d’éviter la centralisation des décisions dans les mains du groupe dominant, l’effet devient négatif au-delà d’un certain seuil. Selon la théorie de l’identité sociale (Tajfel et Turner, 1986), l’identité morale peut fluctuer significativement selon la situation. Certaines pressions circonstancielles peuvent altérer le sens moral des femmes (des hommes). À titre d’exemple, les avantages financiers décourageraient la moralité des individus. Ces incitations financières réveillent et activent d’autres types d’identités, comme l’ambition de réussite sociale, mais annihilent le désir d’être une personne morale et juste. Ceci remet en cause la légitimité d’inciter les femmes à œuvrer dans le sens d’une amélioration de la qualité de divulgation d’informations sociales. Des divergences de perspectives peuvent apparaître au sein de ce sous-groupe de femmes, suceptibles de limiter la qualité de divulgation. Ces désaccords peuvent être liés au désir de certains membres de se conformer aux choix du groupe dominant pour se maintenir à certaines fonctions ou accéder à d’autres plus importantes au sein de l’entreprise. La nomination de femmes peut être motivée par un souci d’amélioration de l’image de l’entreprise ou celui de se conformer à la législation, et non par la quête d’une meilleure efficacité du CA. Qui plus est, les femmes ne représentent pas un sous-groupe homogène. Moulin et Point (2012 et 2013) ont révélé que les administratrices étaient nombreuses à représenter un actionnariat familial, voire les salariés. Enfin, il ne s’agit pas d’opposer les hommes et les femmes. Nous estimons que la diversité des perspectives et des valeurs, liée à l’hétérogénéité des représentations dans le CA, améliore la qualité des décisions.

63Ce travail comporte cependant certaines limites. En premier lieu, l’échantillon relève du contexte français, ce qui va à l’encontre d’une généralisation des conclusions à d’autres contextes, notamment européens. En effet le contexte culturel et institutionnel peut être déterminant lorsque nous analysons la diversité dans le CA et ses effets. Les recherches futures peuvent retenir d’autres formes de reporting. De même la prise en compte d’autres variables de contrôle comme les liens de l’entreprise avec la sphère politique, l’intensité concurrentielle sur son marché sont des variables de contrôle important, dans le contexte français, que nous pouvons inclure dans notre modèle. En second lieu, l’étude se focalise uniquement sur la qualité des informations RSE divulguées. Une voie de recherche future consisterait à élargir l’échantillon à d’autres espaces économiques et à intégrer de nouvelles mesures de la RSE, telles que les scores de performance publiés par des agences de notation extra-financière.

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Annexe

Annexe 1 : Les composantes des scores social et environnemental de Bloomberg

Le score environnemental

Le score social

Percent of Disclosure

Number of Employees

Direct CO2 Emissions

Employee Turnover%

Indirect CO2 Emissions

% Employees Unionized

Travel Emissions

Employee Average Age

Total CO2 Emissions

% Women in Workforce

CO2 Intensity (Tonnes)

% Women in Mgt

CO2 Intensity per Sales

% Minorities in Workforce

GHG Scope 1

% Disabled in Workforce

GHG Scope 2

% Minorities in Mgt

GHG Scope 3

Workforce Accidents

Total GHG Emissions

Lost Time from Accidents

NOx Emissions

Lost Time Incident Rate

SO2 Emissions

Fatalities - Contractors

SOx Emissions

Fatalities - Employees

VOC Emissions

Fatalities - Total

CO Emissions

CommunitySpending

Methane Emissions

Employee Training Cost

ODS Emissions

SRI Assets Under Management

Particulate Emissions

# Awards Received

Total Energy Consumption

Health and Safety Policy

Electricity Used (MWh)

Fair Remuneration Policy

Renewable Energy Use

Training Policy

Water Consumption

Employee CSR Training

Water/Unit of Prod (in Liters)

Equal Opportunity Policy

% Water Recycled

Human Rights Policy

Discharges to Water

UN Global Compact Signatory

Waste Water (Th Cubic Meters)

HazardousWaste

Total Waste

WasteRecycled

Paper Consumption

Paper Recycled

Fuel Used (Th Liters)

Raw Materials Used

% Recycled Materials

Gas Flaring

Number of Spills

Amount of Spills (ThTonnes)

Nuclear% Total Energy

Solar% Total Energy

Phones Recycled

Environmental Fines #

Environmental Fines $

Annexe 2 :

Diversité du conseil d’administration et divulgation d’informations RSE - Méthode des moindres carrés généralisés (MMCG)

Y : SOC_D

β

(Valeur de t)

Y : ENV_D

β

(Valeur de t)

Y : ESG_D

β

(Valeur de t)

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Modèle 5

Modèle 6

Blau_Independance

7,122**

(2,46)

5,461**

(1,84)

1,241

(0,53)

1,055

(0,45)

3,018

(1,55)

2,709

(1,36)

Blau_Nationalités

3,237

(1,30)

3,052

(1,23)

8,110**

(3,09)

8,180*

(3,10)

5,941**

(3,12)

6,133**

(3,20)

Blau_Formations

-1,856

(-0,55)

-2,088

(-0,64)

5,850**

(2,05)

5,899**

(2,07)

1,331

(0,55)

1,307

(0,54)

Blau_Ecoles

0,993

(0,29)

1,329

(0,40)

3,432

(1,11)

3,798

(1,22)

2,582

(1,07)

2,784

(1,15)

Blau_Genre

7,426**

(2,46)

30,588***

(3,97)

4,020

(1,58)

8,641

(1,32)

4,247*

(2,22)

7,972

(1,60)

Blau_Genre2

-

-49,684**

(-3,29)

-

-9,818

(-0,76)

-

-8,471

(-0,85)

 %Adm_Salariés

22,557**

(2,24)

22,084**

(2,22)

12,765**

(1,69)

12,079

(1,59)

11,576**

(2,07)

11,073**

(1,98)

DV-ACTP

-0,098***

(-3,69)

-0,098***

(-3,80)

-0,081**

(-3,42)

-0,081**

(-3,39)

-0,072***

(-3,98)

-0,071***

(-3,92)

Taille-CA

0,351**

(2,27)

0,257**

(1,67)

-0,208

(-1,52)

-0,218

(-1,58)

0,057

(0,56)

0,042

(0,41)

Taille-Firme

2,511***

(5,56)

2,584***

(5,96)

3,614***

(9,65)

3,614***

(9,71)

2,881***

(9,96)

2,938***

(10,28)

ROA

-0,065

(-1,39)

-0,061

(-1,30)

-0,041

(-0,91)

-0,044

(-0,98)

-0,011

(-0,38)

-0,011

(-0,36)

Constante

21,469***

(3,81)

22,142***

(4,05)

5,042

(1,15)

4,825

(1,10)

17,648***

(4,94)

17,073***

(4,81)

Var, binaires années et secteurs

oui

oui

oui

oui

oui

oui

Observations

643

643

638

638

643

643

Wald Chi2

320,30

347,97

561,86

571,67

611,51

628,18

P Wald Chi2

0,00

0,00

0,000

0,000

0,000

0,000

Les variables dépendantes représentent : le score de divulgation d’informations sociales (modèles 1 & 2), le score de divulgation d’informations environnementales (modèles 3 & 4) et le score global de divulgation d’informations RSE (modèles 5 & 6). Les modèles 1, 3 et 5 testent l’hypothèses de l’effet des mesures de la diversité sur les scores de divulgation RSE. Les modèles 1, 2 et 3 testent la non linéartité de la relation entre la représentation des femmes au sein du CA et les scores de divulgation RSE. ***, **, * présentent le seuil de significativité à 1 %, 5 % et 10 % respectivement.

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Notes

1 https://www.kpmg.com/CN/en/IssuesAndInsights/ArticlesPublications/Documents/kpmg-survey-of corporateresponsibility-reporting-2015-O-201511.pdf

2 https://www.kpmg.com/FR/fr/Regard-Gouvernance/Documents/KPMGouvernance-Ed-05-Fiche-03-France-Board-Index-2014.pdf

3 Trois ans après la promulgation de la loi, les instances concernées devront au moins compter 20 % de femmes. Les conseils d’administration ne comprenant aucune femme au moment de la promulgation de la loi devront en nommer une dans les six mois suivants. Six ans après la promulgation de la loi, le taux de féminisation des instances dirigeantes devra atteindre 40 %.

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Table des illustrations

URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/2674/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 20k
Titre Tableau 1 : Définitions et mesures des variables
URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/2674/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 400k
URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/2674/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 92k
Titre Tableau 2 : Statistiques descriptives
Légende Source : compilation des auteurs
URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/2674/img-4.jpg
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Titre Tableau 3 : Matrice de corrélation
Légende *** ; ** ; * représentent le seuil de significativité au seuil de 1 % ; 5 % et 10 % respectivement.
URL http://journals.openedition.org/fcs/docannexe/image/2674/img-5.jpg
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Pour citer cet article

Référence électronique

Ali Dardour, Nadia Ben Farhat Toumi et Rim Boussaadaa, « Composition du conseil d’administration et divulgation d’informations RSE  », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], NS-4 | 2018, mis en ligne le 23 octobre 2018, consulté le 15 novembre 2018. URL : http://journals.openedition.org/fcs/2674 ; DOI : 10.4000/fcs.2674

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Auteurs

Ali Dardour

Professeur associé

KEDGE Business School
Univ. Bordeaux, IRGO, EA4190
680 cours de la Libération, 33405 Talence, France
ali.dardour@kedgebs.com

Nadia Ben Farhat Toumi

Enseignant-chercheur, Université Nice Sophia-Antipolis, France
benfarhatnadia@gmail.com

Rim Boussaadaa

Assistante en sciences de gestion
Université de Tunis, ISG, GEF2A lab, Tunis, Tunisie
Université de Jendouba, FSJEG-jendouba, Tunisie
boussaada.r@gmail.com

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