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Gestion des résultats, seuils comptables et gouvernance d’entreprise : le cas des sociétés françaises

Earnings Management, Accounting Thresholds and Corporate Governance: The Case of French Firms
Badreddine Hamdi, Tarek Mejri y Sameh Haloua

Resúmenes

L’objet de ce papier est de s’interroger sur l'influence des mécanismes de gouvernance sur la gestion des résultats par les seuils. À partir d’une étude menée auprès d’un échantillon de 214 sociétés appartenant à l’indice CAC All Tradable (ancien SBF 250) sur la période 2005-2014, notre analyse empirique montre que certaines entreprises françaises cotées tendent à gérer leurs résultats pour éviter la perte et la baisse du résultat et pour atteindre les prévisions des analystes financiers. Cette étude montre également que la gestion des résultats est affectée par la structure de propriété. En outre, nos résultats mettent en évidence que la gestion des résultats par les seuils est influencée par l’activité et l’indépendance du comité d’audit ainsi que par l’indépendance du conseil d’administration.

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Introduction

1Le résultat comptable de l’entreprise est un indicateur de performance qui synthétise toutes les opérations menées et constitue, par conséquent, une mesure clé pour le marché financier (Graham et al. 2005). En effet, la publication d’un résultat positif ou supérieur à celui de l’exercice précédent a des effets considérables sur la valorisation des titres. Dans cette optique, Habib et Hansen (2008) affirment que l’importance attachée au bénéfice par action et l’hypothèse selon laquelle les investisseurs se basent sur des heuristiques simples suggèrent que la publication de bénéfice et de résultats supérieurs à ceux de l’exercice précédent et aux prévisions des analystes financiers aura des effets positifs sur le prix des actions. Burgstahler et Dichev (1997) ainsi que Degeorge et al. (1999) ont évoqué la valeur psychologique des chiffres négatifs pour expliquer les motivations des managers à éviter les pertes et les baisses de résultats. Ces chercheurs ont utilisé cette théorie pour expliciter l’importance des trois seuils de résultats qu’ils ont mis en évidence, à savoir le résultat nul, le résultat de l’exercice précédent et les prévisions des analystes financiers. La réalisation de ces seuils stimule l’intervention des dirigeants pour être en mesure de répondre aux attentes des parties prenantes et éviter les coûts causés par des surprises défavorables de bénéfices.

2De ce fait, les dirigeants sont incités à gérer le résultat de leurs entreprises en fonction de seuils psychologiques auxquels leurs partenaires seraient particulièrement sensibles. Ainsi, les banques n’octroient des prêts qu’à la condition que l’entreprise affiche des résultats positifs. Les analystes ne recommandent une entreprise à l’achat que dans la mesure où son résultat dépasse un certain niveau. De même, les conseils d’administration n’accordent une prime aux dirigeants que si le résultat dépasse un seuil fixé à l’avance. Dès lors, le souci du dirigeant ne serait pas uniquement de maximiser le résultat de l’entreprise, mais aussi de se conformer à des seuils fixés à l’avance par ses différents partenaires. Pour Degeorge et al. (1999), les dirigeants se soucient des seuils comptables, parce que les différentes parties concernées par la performance de l’entreprise raisonnent elles-mêmes en termes de seuils. Habib et Hansen (2008) affirment que compte tenu des avantages potentiels importants associés à atteindre et dépasser ces seuils comptables, les dirigeants ne sont pas passifs dans le jeu de gestion des résultats. Au contraire, ils essaient activement de gagner le jeu en modifiant les résultats publiés et/ou en influençant les attentes des analystes afin d’atteindre et dépasser ces seuils.

3Toutefois, la littérature académique semble s’accorder sur le fait que les résultats comptables publiés par les entreprises deviennent plus fiables et plus transparents lorsque le comportement opportuniste des managers est contrôlé à travers une variété de systèmes de surveillance (Dechow al. 1996). Dans cette optique, plusieurs travaux empiriques récents ont mis en évidence le rôle des mécanismes de gouvernance dans la supervision des choix discrétionnaires des dirigeants et dans la réduction de la gestion des résultats (Chen et Zhang, 2014 ; Sáenz-González et García-Meca, 2014). Comme le fait remarquer Charreaux (1997), la gouvernance est un ensemble de mécanismes permettant de délimiter les pouvoirs, d’influencer les décisions des dirigeants et de définir leur espace discrétionnaire. Cet auteur souligne que, dans la gouvernance d’entreprise, il s’agit de mettre en place des mécanismes de contrôle sur les dirigeants pour protéger les actionnaires contre un excès de pouvoir et contre une asymétrie informationnelle. En ce sens, l’introduction des administrateurs indépendants dans le conseil d’administration, la présence de comités d’audit qui contiennent des administrateurs de haute qualité et présentant des compétences diverses, ainsi que les réunions régulières de ces comités sont autant de facteurs qui pourraient contrôler les dirigeants et limiter leur opportunisme managérial.

4En cohérence avec cette analyse, l’objectif de notre travail de recherche est donc d’étudier l’effet des mécanismes de gouvernance sur la gestion des résultats par les seuils comptables dans le contexte français. Notre étude enrichit ainsi le débat sur la gestion des résultats en examinant le contexte français pour lequel, contrairement aux travaux américains, le thème des seuils comptables a donné lieu à très peu de recherches. Notre choix du contexte français est motivé par différentes raisons. Tout d’abord, ce contexte apparaît intéressant à analyser dans la mesure où il présente des particularités en matière de structure de propriété. En effet, plusieurs travaux antérieurs ont montré que l’actionnariat français est caractérisé par une forte concentration de la propriété entre les mains d’actionnaires dominants et par une forte présence d’actionnaires familiaux qui participent activement dans la gestion de l’entreprise (Faccio et Lang, 2002). Cette concentration de la propriété constitue, au sens de Shleifer et Vishny (1986), un mécanisme de gouvernance susceptible de contrôler et discipliner les dirigeants, mais elle est également à l’origine de conflits d’intérêts entre actionnaires majoritaires et actionnaires minoritaires (Demsetz, 1983). De plus, le contexte français se caractérise par un système de protection légale qui offre aux actionnaires des garanties moins fortes que dans les pays anglo-saxons (Hamdi et Mejri, 2017). Or, selon Leuz et al. (2003), le niveau de protection des investisseurs est susceptible d’influencer la qualité des données comptables. Le contexte français se distingue également, comme le soulignent Piot et Janin (2007), par la forte protection légale de l’indépendance du commissaire aux comptes (mandat de six exercices, double commissariat obligatoire pour la certification des comptes consolidés et séparation des activités d’audit et de conseil), ce qui permet d’accroître la capacité des cabinets à résister aux pressions managériales et à limiter l’opportunisme des dirigeants. Enfin, l’efficacité de certains mécanismes de gouvernance et leur influence sur la gestion des données comptables dans le contexte français ne fait pas l’objet d'un consensus parmi les auteurs. En particulier, en ce qui concerne les comités spécialisés, Pochet et Yeo (2004) soutiennent l’idée que la création de ces comités peut être interprétée comme un simple dispositif « cosmétique » qui ne revêt qu'un caractère purement formel, destiné à satisfaire aux exigences des investisseurs anglo-saxons. En revanche, d’autres auteurs, comme Piot et Janin (2007) ainsi que Broye (2009), proposent, au contraire, une vision opposée en stipulant que les comités d’audit sont des mécanismes qui renforcent le système de surveillance et qui jouent un rôle significatif dans l’amélioration de la qualité des informations financières fournies par les entreprises françaises.

5L’analyse qui précède confirme donc la particularité de l’environnement français qui apparaît comme étant un cadre intéressant et propice pour montrer comment les mécanismes de gouvernance agissent sur la gestion des résultats par les seuils. À partir d’un échantillon de 214 sociétés cotées issues de l’indice CAC All Tradable sur la période 2005-2014, les résultats de notre travail de recherche montrent que certaines entreprises françaises cotées ont tendance à gérer leurs résultats dans l’objectif d’atteindre les seuils comptables. Nos tests empiriques mettent également en évidence que la gestion des résultats par les seuils est influencée par la structure de propriété, par l’activité et l’indépendance du comité d’audit ainsi que par l’indépendance du conseil d’administration.

6Après avoir proposé, dans une première section, un cadre d’analyse théorique et une revue de la littérature sur le lien entre la gestion des résultats et la gouvernance d’entreprise, nous présentons, dans la deuxième section, la méthodologie adoptée pour tester nos hypothèses. Dans la troisième section, nous exposons et discutons les différents résultats de notre analyse statistique.

1. La gouvernance d’entreprise permet-elle de limiter la gestion des résultats par les seuils ?

7Plusieurs travaux de recherche soutiennent l’idée que la mise en place de mécanismes de gouvernance efficaces permet un meilleur contrôle des équipes de direction. Cohen et al. (2004) soulignent, à ce titre, que la gouvernance comporte de nombreux mécanismes qui sont destinés, individuellement ou collectivement, à réduire l’opportunisme managérial et à garantir la qualité de l’information comptable. En cohérence avec cette analyse, nous abordons dans ce travail de recherche les mécanismes liés à la qualité du conseil d’administration, à la structure de la propriété, au contrôle légal des comptes ainsi qu’au mode de rémunération des dirigeants. Le choix de ces mécanismes de gouvernance a été guidé par la problématique de recherche, par le cadre théorique utilisé et les résultats des travaux empiriques antérieurs mais aussi par la disponibilité des données relatives aux variables de gouvernance.

1.1. Le contrôle exercé par le conseil d’administration

1.1.1. La structure du conseil

8Traditionnellement, en France, les entreprises cotées ont la possibilité de choisir entre deux structures de gouvernance. La première correspond à une structure moniste, où le dirigeant occupe également le poste de président du conseil d’administration. Le deuxième régime de gouvernance, introduit par la loi de 1966, correspond à une structure duale, composée d’un conseil de surveillance et d’un directoire. Depuis la loi sur les nouvelles régulations économiques de 2001, les sociétés dotées d’un conseil d’administration ont également la possibilité de dissocier les fonctions de président et de directeur général (DG) au sein du conseil. Selon la théorie de l’agence, la structure moniste affaiblit l’indépendance du conseil d’administration et entrave son bon fonctionnement, puisque la présence du dirigeant à la présidence du conseil lui confère un pouvoir d’influence significatif sur les administrateurs (Fama et Jensen, 1983). Dans cette optique, Paquerot (1997) souligne que la non-séparation des fonctions favorise souvent l’enracinement du dirigeant en diminuant l’efficacité du contrôle du conseil. Dans la même lignée, Imhoff (2003) précise que la combinaison des deux fonctions pourrait diminuer le pouvoir disciplinaire du conseil et affecter par conséquent le processus comptable et financier.

9Dans le sillage de cette analyse, Davidson et al. (2005) indiquent que le cumul des fonctions de président et de DG pourrait augmenter le pouvoir discrétionnaire des dirigeants et influencer les pratiques de gestion des résultats. À l’inverse, une dissociation des fonctions constitue un moyen qui renforce l’indépendance et l’efficacité du conseil d’administration, en autorisant à ce dernier un contrôle plus important et plus objectif des comportements et des actions des dirigeants. Ce constat est conforté par les résultats de Peasnell et al. (2005) qui ont montré que la gestion du résultat et la manipulation des données comptables sont plus fréquentes dans les entreprises adoptant une structure moniste. Dans le même esprit, Beasley (1996) et Dechow et al. (1996) ont mis en évidence une relation positive et significative entre le cumul des fonctions et la production des états financiers frauduleux. Dans le contexte français, Lakhal (2005) constate une dégradation de la qualité de la communication de l’entreprise en matière de diffusion d’informations volontaires lorsque les fonctions de contrôle et de direction sont exercées par la même personne.

10En revanche, d’autres études, telles que celles de Xie et al. (2003) et Ghosh et al. (2010), ne constatent aucune relation significative entre la structure du conseil d’administration et la gestion des résultats. Liu et al. (2013) montrent, par ailleurs, que la dissociation des fonctions de président et de DG ne réduit pas les pratiques de gestion des résultats. Dans le contexte des pays émergents, les travaux de Sarkar et al. (2008) ainsi que de Bao et Lewellyn (2017) semblent remettre en cause le caractère « plus disciplinaire » de la structure duale en montrant que le cumul des rôles de chef de direction et de président du conseil contraint la gestion des données comptables. En effet, les résultats de ces études ont approuvé que la structure moniste du conseil est associée avec une moindre gestion des résultats comptables, et notamment avec des accruals discrétionnaires moins élevés. Ces derniers constats concordent avec l’analyse de Godard et Schatt (2005) qui affirment à ce sujet que le cumul des postes permet une connaissance accrue de l’environnement de l’entreprise, une meilleure compétence de la part du président du conseil d’administration et, par conséquent, l’amélioration de la performance de l’entreprise sur le long terme.

11Dans l’ensemble, les études antérieures peinent à valider de façon incontestable le rôle de la séparation des fonctions de direction et de surveillance dans la limitation du comportement opportuniste des dirigeants ; les résultats trouvés sont le plus souvent mitigés et conduisent à des conclusions non tranchées. Cependant, compte tenu du cadre théorique énoncé, et conformément à l’hypothèse formulée dans les travaux de recherche antérieurs, nous supposons que la séparation des fonctions de directeur général et de président du conseil permettrait de contraindre la gestion des résultats par les seuils. D’où, l’hypothèse suivante :

H1a : Les dirigeants sont plus susceptibles de gérer les résultats par les seuils lorsqu’ils président le conseil d’administration de la firme.

1.1.2. La composition du conseil

12La théorie de l’agence suppose que la présence de membres indépendants au sein du conseil d’administration constitue une garantie d’efficacité du contrôle interne et de surveillance des équipes dirigeantes. Fama et Jensen (1983) soulignent que les administrateurs indépendants, recrutés pour leurs compétences et la qualité de leur expertise, devraient œuvrer dans l’intérêt des actionnaires étant donné les coûts liés à leur réputation s’ils échouent dans leurs missions. Pfeffer (1981) et Braiotta (1999) partagent la même analyse. Selon eux, les administrateurs internes, qui dépendent hiérarchiquement de la direction, sont plus loyaux envers le dirigeant qui les a nommés et ne sont pas à même d’assumer efficacement leur fonction de contrôle interne et de surveillance des équipes de direction. De ce point de vue, il semble alors qu’un conseil d’administration composé dans sa majorité d’administrateurs indépendants soit plus objectif dans l’évaluation de la performance des dirigeants et permette de contraindre l’opportunisme managérial et, par là même, le comportement de gestion des résultats.

13Plusieurs travaux empiriques ont testé la relation entre la composition du conseil d’administration, en tant que mécanisme de contrôle des dirigeants, et la gestion des données comptables. Les résultats obtenus ne laissent pas apparaître de consensus concernant cette relation. En effet, Dechow et al. (1996) ont mis en évidence une relation positive entre la présence d’administrateurs indépendants au conseil et la découverte de fraudes dans les états financiers des firmes. Ce résultat est partagé par les études empiriques de Peasnell et al. (2005) et Chen et al. (2015) qui ont montré que l’indépendance des administrateurs a tendance à limiter les décisions opportunistes des dirigeants en matière de surévaluation des résultats. En France, Souid et Stepniewski (2010) constatent qu’un conseil d’administration dont les membres sont indépendants joue un rôle efficace dans la limitation de la gestion des résultats.

14À l’inverse, Ghosh et al. (2010) ne trouvent aucune relation significative entre le degré d’indépendance des conseils d’administration des entreprises et le niveau de gestion des résultats. Liu et al. (2013) constatent, par ailleurs, que la présence d’administrateurs indépendants est associée positivement à la manipulation des résultats comptables, et ne semble pas assurer un meilleur contrôle des dirigeants. Ce constat est conforté par Bao et Lewellyn (2017) qui expliquent cette association positive entre l’indépendance du conseil et la gestion des résultats par le fait qu’un administrateur indépendant a souvent moins de temps à consacrer à l’entreprise et a besoin de plus d’informations pour prendre une décision qu’un administrateur interne. Ce dernier a, au contraire, une compréhension plus grande des opérations de l’entreprise et peut donc contrôler plus facilement les actions des dirigeants. Ces auteurs affirment également, à l’instar de Park et Shin (2004), que la mesure de l’indépendance utilisée dans les études empiriques est relativement peu fiable étant donné que la qualité d’ « indépendant », attribuée à un administrateur, est déterminée par l’entreprise elle-même, et elle est par conséquent très difficile à vérifier.

15Comme il a été évoqué précédemment, l’analyse de ces recherches ne permet pas de dresser un cadre général, en raison de la diversité des résultats obtenus. Toutefois, si l’on se réfère à la théorie de l’agence, nous pouvons supposer qu’une plus grande proportion d’administrateurs indépendants dans le conseil d’administration limiterait la gestion des résultats par les seuils, ce qui nous amène à tester l’hypothèse suivante :

H1b : Les dirigeants sont moins susceptibles de gérer les résultats par les seuils lorsque le pourcentage d’administrateurs indépendants présents dans le conseil d’administration est élevé.

1.2. La présence d’un comité d’audit

16Du point de vue de la théorie de l’agence, la taille élevée du conseil d’administration fait naître des coalitions et des conflits de groupe qui sont susceptibles de réduire la capacité de cet organe à exercer une surveillance efficace sur le dirigeant (Jensen, 1993). Dans ce contexte, la mise en place de comités spécialisés pourrait aider le conseil à réaliser la division du travail et permettre aux administrateurs disposant de certaines compétences spécifiques de se concentrer sur une dimension particulière de leur mission (Pochet et Yeo, 2004). À ce propos, Klein (1995) rapporte que les comités spécialisés concourent efficacement à la préparation des décisions au sein du conseil d’administration et conduisent, par conséquent, au bon fonctionnement de cet organe.

17En effet, la mise en place d’un comité d’audit au sein du conseil d’administration a été fortement recommandée dans les rapports professionnels. D’ailleurs, depuis l’année 2008, et en application de la 8ème directive de l’Union européenne, l’ensemble des sociétés françaises cotées doit constituer un comité d’audit. Ses missions dans le système de gouvernance d’entreprise peuvent être résumées en trois principaux domaines d’intervention : examen des comptes semestriels et annuels, vérification des processus et des procédures du contrôle interne et supervision du travail des auditeurs externes. Un comité d’audit efficace doit encadrer rigoureusement les latitudes managériales et minimiser ainsi les comportements discrétionnaires. Il doit concourir à atténuer les problèmes d’agence en contribuant à la divulgation par les dirigeants d’informations financières fiables, reflétant la gestion réelle de l’entreprise et réduisant ainsi l’asymétrie d’information.

18Selon Abbott et al. (2003), l’efficacité du comité d’audit est appréciée à travers trois critères principaux, à savoir l’indépendance de ses membres par rapport aux dirigeants, leur niveau d’expertise, et l’activité du comité. Les arguments en faveur d’un comité d’audit indépendant sont empruntés à la théorie de l’agence. Ils se fondent, comme il a été souligné précédemment, sur l’idée d’une amélioration de la fonction de surveillance lorsqu’elle est exercée à travers un conseil d’administration composé majoritairement de membres indépendants. En France, si le rapport Viénot (1999) invitait déjà les entreprises cotées à créer des comités d’audit indépendants, le rapport Bouton (2002) insiste sur l’importance de ce critère d’indépendance et recommande que le comité soit constitué d’au moins deux tiers d’administrateurs indépendants. L’efficacité d’un comité d’audit est liée également à la compétence de ses membres. C’est ainsi que la loi Sarbanes-Oxley (2002) a exigé que les firmes cotées aient un comité d’audit composé entièrement de membres indépendants disposant d’une expertise technique dans les domaines comptables et financiers. Ceux-ci sont en effet plus à même d’apprécier la qualité du reporting financier et d’échanger avec les acteurs du processus d’audit lorsqu’ils possèdent certaines compétences en comptabilité. Le nombre de rencontres annuelles du comité d’audit est aussi identifié comme un facteur déterminant de son efficacité. Des rencontres assez fréquentes permettent ainsi à ce comité de mieux contrôler le processus d’élaboration des documents financiers et de préserver la qualité de l'information comptable (Sharma et al. 2009).

19Plusieurs études empiriques tendent à confirmer que la présence de comités d’audit efficaces permet de réduire la gestion des résultats comptables. En effet, Klein (2002) met en évidence une relation négative entre l’ampleur des accruals discrétionnaires et la proportion de membres indépendants du comité d’audit. Bédard et al. (2004) trouvent que la propension à une gestion agressive des résultats diminue si le comité d’audit est composé de membres indépendants et s’il compte un membre possédant des compétences comptables ou financières. Liu et al. (2013) montrent, quant à eux, que l’activité du comité d’audit mesurée par la fréquence des réunions réduit la pratique de gestion opportuniste des résultats comptables. Ces auteurs supposent que le nombre de réunions du conseil est un bon indicateur du contrôle exercé par les administrateurs. Ce constat a été corroboré également par Xie et al. (2003) qui trouvent que la propension à gérer à la hausse les accruals discrétionnaires diminue en fonction de l’activité du comité et du niveau d’expertise financière de ses membres. En France, Piot et Janin (2007) ne valident pas le bien-fondé de l’indépendance du comité d’audit en montrant que ce critère d’efficacité n’affecte pas les pratiques comptables opportunistes.

20Dans l’ensemble, les résultats empiriques de la majorité des recherches antérieures tendent à corroborer l’effet « inhibiteur » des comités d’audit actifs et composés d’administrateurs indépendants et compétents sur la gestion des résultats. Dans la lignée de ces travaux de recherche, nous supposons qu’un comité d’audit indépendant et actif pourrait limiter la gestion des résultats par les seuils. Le critère d’expertise comptable et financière des membres du comité n’a pas été pris en compte dans cette étude. Ce critère est très difficile à évaluer pour plusieurs sociétés de notre échantillon compte tenu des informations disponibles dans les documents annuels de ces sociétés. Nous formulons ainsi l’hypothèse suivante :

H2 : Les dirigeants des entreprises qui se dotent de comités d’audit indépendants et actifs sont moins susceptibles de gérer les résultats par les seuils.

1.3. La concentration du capital

21D’un point de vue théorique, la concentration de la propriété entre les mains d'un groupe d'actionnaires majoritaires est considérée comme un moyen de réduire le potentiel de coûts d’agence (Jensen et Meckling, 1976). En ce sens, il semble moins nécessaire de mettre en place des mécanismes de contrôle, car les actionnaires majoritaires jouent eux-mêmes un rôle actif dans le processus de contrôle des dirigeants, limitant ainsi le risque de comportements opportunistes (Shleifer et Vishny, 1986). Selon Beneish (1997), la concentration du capital conduit à renforcer le contrôle de la firme et permet ainsi de réduire le pouvoir discrétionnaire des dirigeants. À l’inverse, les sociétés marquées par une structure de capital dispersée peuvent souffrir d’un déficit de contrôle, susceptible de faciliter les pratiques de gestion des résultats. Plusieurs études ont mis en évidence l’incidence de la structure de propriété sur la gestion des résultats comptables. Ainsi, Tong (2008) montre que la présence de blocs d’actionnaires limite les pratiques de gestion des résultats des sociétés américaines. Ce constat corrobore les résultats trouvés par Wang (2006) qui a montré qu’aux États-Unis la concentration de l’actionnariat entre les mains d’une famille est associée à une moindre gestion des résultats. Dans le contexte français, Mard et Marsat (2012) trouvent que la concentration de l’actionnariat, mesurée par le pourcentage de capital détenu par le premier actionnaire, est associée négativement avec la gestion des résultats jusqu’à un certain seuil de détention, puis positivement au-delà de ce seuil.

22Cependant, la concentration de l’actionnariat peut générer d’autres conflits, entre actionnaires minoritaires et actionnaires majoritaires. En effet, les détenteurs de blocs d’actions peuvent abuser de leur pouvoir pour prendre des décisions qui vont à l’encontre des intérêts des minoritaires (Fama et Jensen, 1983). Par exemple, lorsque les actionnaires majoritaires sont aussi dirigeants, ils peuvent effectuer des choix comptables leur permettant de s’approprier des bénéfices privés, au détriment des actionnaires minoritaires. Cet environnement, propice à la gestion des résultats, se traduit par un enracinement des actionnaires de contrôle (Shleifer et Vishny, 1997). À ce titre, Park et Shin (2004) rapportent que, dans les sociétés où le capital est concentré entre un petit nombre d’actionnaires, ces derniers peuvent amener les dirigeants à gérer les résultats dans un sens qui peut léser les intérêts des actionnaires minoritaires. De même, Sáenz-González et García-Meca (2014) notent qu’un niveau trop élevé de concentration de propriété peut conduire à des problèmes d'agence dûs à l'expropriation des actionnaires minoritaires. Les résultats de certaines études empiriques antérieures semblent confirmer cette opinion. En effet, Wang (2006) ainsi que Mard et Marsat (2012) montrent qu’au-delà d’un certain seuil de détention par les actionnaires de contrôle (par exemple, les actionnaires familiaux), l’association entre la gestion des résultats et la concentration de l’actionnariat devient positive.

23L’analyse qui précède laisse donc à penser que la présence d’actionnaires détenant une part significative du capital pourrait garantir un meilleur contrôle sur les dirigeants et réduire, par conséquent, la gestion des résultats comptables. Néanmoins, la forte concentration du capital, qui caractérise le contexte français, comme le relèvent Faccio et Lang (2002), est susceptible de conduire à des effets d’enracinement des actionnaires de contrôle, et d’encourager ainsi la gestion des résultats dans le but de maximiser la richesse de ces actionnaires et de conserver leur pouvoir. Au regard de ces conclusions non convergentes, nous développons notre hypothèse sans avoir de certitude quant au sens de la relation :

H3 : La concentration de l’actionnariat est associée à la gestion des résultats par les seuils

1.4. Le contrôle légal des comptes

24L’audit légal des comptes s’inscrit au cœur de la relation d’agence dirigeant/actionnaire (Jensen et Meckling, 1976 ; Watts et Zimmerman, 1983). En effet, le recours à l’audit externe est considéré comme un moyen pour limiter l’opportunisme managérial, réguler les conflits et réduire l’asymétrie informationnelle entre le principal et l’agent. La mission essentielle du commissaire aux comptes est donc de veiller à la bonne application des règles comptables et d’émettre une opinion justifiée sur la sincérité et la régularité des états financiers de l'entreprise. Toutefois, les auditeurs ne présentent pas les mêmes garanties de compétence et d’indépendance, ce qui peut se traduire par un contrôle de qualité variable suivant les auditeurs. Ce faisant, la littérature comptable souligne que plus un cabinet d’audit est grand et a une bonne réputation, plus la qualité de sa vérification est importante (De Angelo, 1981). Dès lors, les incitations à gérer les résultats seraient plus faibles lorsque les comptes sont audités par des grands cabinets d’audit disposant de moyens humains et matériels importants, des systèmes de surveillance développés et, surtout, d’une plus grande capacité à contenir les pratiques comptables opportunistes et à affronter les pressions managériales (DeFond et Jiambalvo, 1993).

25Plusieurs travaux empiriques tendent à accréditer cette thèse. Ainsi, Francis et Krishnan (1999) ont constaté que le niveau de gestion des résultats des firmes auditées par des cabinets Big Six est significativement inférieur par rapport aux autres. Dans la même lignée, Van Tendeloo et Vanstraelen (2008) ont trouvé que les auditeurs Big Four constituent une contrainte à la gestion des résultats pour les firmes européennes non cotées. Les résultats de Caneghem (2005) ont approuvé que les auditeurs qui ont pour mission de certifier les comptes de l’entreprise jouent un rôle de contrôle externe déterminant susceptible de limiter la pratique de gestion des résultats par les seuils. Plus récemment, Lau et al. (2016) montrent, sur un échantillon de firmes appartenant à 23 pays, que les sociétés ayant une gouvernance rigoureuse et faisant appel aux quatre grands cabinets d’audit affichent une faible propension à la gestion des résultats comptables. Cependant, dans le contexte français, Piot et Janin (2007) ne confirment pas le rôle des Big Five dans la réduction des manipulations des résultats comptables. Ils montrent, en particulier, que le fait d’être audité par un grand cabinet d’audit n’a pas d’impact sur la composante discrétionnaire du résultat.

26Sur la base de l’analyse qui précède, nous supposons que la qualité de l’audit, mesurée par le recours à des grands cabinets, apparait comme un mécanisme de gouvernance qui pourrait réduire les comportements managériaux opportunistes et contraindre, par conséquent, la gestion des résultats comptables. D’où l’hypothèse suivante :

H4 : Les dirigeants sont moins prédisposés à gérer les résultats par les seuils lorsque les firmes sont auditées par des cabinets Big Four.

1.5. La rémunération incitative

27Certains auteurs considèrent qu’une rémunération à base d’actions permet de faire converger les intérêts des dirigeants vers ceux des actionnaires, en les incitant à prendre des décisions permettant de maximiser la valeur de l’entreprise, et en les amenant à adopter un comportement conforme aux attentes des actionnaires. Dans ce sens, Holmstrom et Milgrom (1994) affirment que la rémunération incitative peut atténuer le problème d’agence entre actionnaires et dirigeants et améliorer, par conséquent, la performance future de la firme. D’autres auteurs livrent, en revanche, des arguments opposés en stipulant que les dirigeants dont la rémunération est assise sur le résultat peuvent maximiser leurs gains sans pour autant enrichir les actionnaires (Bebchuk et Frield, 2003). Ce comportement opportuniste des dirigeants peut se manifester de plusieurs façons, notamment en gérant les résultats à la hausse afin d’influencer les cours boursiers en leur faveur, en recevant des stock-options à des prix de levée inférieurs aux cours boursiers, mais aussi en programmant leurs annonces de résultats et d’autres informations comptables en fonction des dates d’attribution de ces options (Aboody et Kasznik, 2000). Fang et al. (2015) soulignent, à ce titre, qu’une rémunération à forte dose de stock-options et/ou d’actions gratuites pourrait constituer une incitation à la gestion des résultats comptables par les dirigeants dans le but de maximiser leur propre utilité. Cette idée a été confirmée par Jensen (2005) qui qualifie d’« héroïne managériale » la compensation basée sur les actions, parce qu’elle encourage, selon lui, une concentration forte sur le court terme avec des conséquences destructives sur le long terme.

  • 1 Dans cette étude, nous avons choisi de nous limiter essentiellement aux travaux étudiant le lien en (...)

28L’incitation des dirigeants à agir sur les résultats lorsqu’ils détiennent des stock-options et/ou des actions gratuites a été mise en évidence par plusieurs auteurs1. En effet, Yermack (1997) a démontré que les managers dont une partie de la rémunération est constituée de stock-options gèrent à la hausse les résultats afin d’influencer le cours des actions et lever leurs options. Cet auteur affirme que les dirigeants peuvent, selon les circonstances, diminuer le résultat avant l’attribution de stock-options, ou au contraire augmenter ce résultat avant de les exercer. Dans la même lignée, Bergstresser et Philippon (2006) ont constaté que l’utilisation des accruals discrétionnaires pour gérer les résultats est plus prononcée dans les entreprises où la rémunération des dirigeants est davantage liée à la valeur des actions et à la détention d’options. Ces résultats vont dans le même sens que ceux de Beneish et Vargus (2002) qui ont montré que les dirigeants choisissent les méthodes comptables qui accélèrent la comptabilisation des bénéfices lorsqu’ils ont l’intention de vendre leurs propres actions. Les observations faites par ces auteurs tendent à appuyer l’hypothèse de gestion des résultats par les dirigeants, compte tenu de l’impact de ces résultats sur le prix des titres. En se situant dans une perspective proche, Cheng et Warfield (2005) arrivent au constat que les dirigeants dont la rémunération est basée sur les actions et les stock-options sont plus incités à gérer les résultats pour atteindre ou légèrement dépasser le seuil de résultat positif et les prévisions des analystes financiers.

29Ces idées pourraient donc nous conduire à supposer que les dirigeants dont la rémunération est liée à la valeur des titres et à la détention des stock-options sont plus susceptibles de gérer les résultats par les seuils. Cela nous amène à formuler l’hypothèse suivante :

H5 : Les dirigeants détenteurs de stock-options et/ou d’actions gratuites sont plus prédisposés à gérer les résultats par les seuils.

2. Méthodologie de la recherche

2.1. Données et échantillon

  • 2 Notre échantillon de départ est constitué de toutes les sociétés appartenant à l’indice CAC All Tra (...)

30L’échantillon de départ est constitué des sociétés appartenant à l’indice CAC All-Tradable (ancien SBF 250) sur la période 2005-20142. Le choix d’un tel horizon temporel, pour notre étude empirique, nous permet de couvrir la période après la mise en œuvre des normes IFRS (période post IFRS en Europe), tout en commençant l’analyse après la mise en place des lois NRE (2001) et LSF (Loi de Sécurité Financière, 2003) qui ont largement impacté les pratiques de gouvernance d’entreprise en France. Nos données sont extraites de trois sources : la base de données Datastream-Worldscope pour les données comptables et financières, la base I/B/E/S pour les prévisions des bénéfices des analystes financiers et les rapports annuels des sociétés pour les données relatives à la gouvernance d’entreprise qui ont été collectées manuellement. Pour constituer notre échantillon, nous avons appliqué les différents critères suivants. En premier lieu, nous avons exclu les entreprises appartenant au secteur de la finance et de l’immobilier, vu que ces types d’entreprises présentent une structure financière atypique et évoluent dans des environnements réglementaires spécifiques. En second lieu, nous avons sélectionné uniquement les entreprises pour lesquelles les rapports annuels et les documents de référence - supports indispensables pour réunir les variables de gouvernance - sont disponibles. Nous avons également éliminé les entreprises ayant des données comptables et/ou des informations relatives aux mécanismes de gouvernance manquantes. Après application de ces critères de sélection, l’ensemble de notre échantillon s’est trouvé réduit à 218 entreprises.

  • 3 L’ICB (Industry Classification Benchmark) est la classification sectorielle utilisée par Euronext à (...)

31Enfin, les valeurs prises par certains indicateurs étaient très extrêmes ou non significatives. Par conséquent, l’échantillon a été épuré en éliminant les sociétés qui avaient un actif total ou des capitaux propres non positifs. Ces éléments ont été utilisés pour normaliser certaines variables du modèle. Par conséquent, ils ne peuvent pas être négatifs ou nuls. Toutes nos variables continues sont ensuite « winsorisées », conformément à la littérature, à 1 % et à 99 % afin d’éviter que les résultats ne soient influencés par des valeurs extrêmes (outliers). L’élimination des observations aberrantes nous amène à un échantillon final de 214 sociétés. Les firmes appartiennent, comme présenté dans le tableau 1, à neuf secteurs d’activité différents. La classification sectorielle retenue est celle de l’ICB de niveau 13.

Tableau 1 : Composition de l’échantillon par secteurs d’activité

Secteurs

Effectifs

Pourcentages

Pétrole et Gaz

4

1,87

Matériaux de base

13

6,07

Industriel

44

20,56

Biens de consommation

39

18,22

Santé

23

10,75

Services aux consommateurs

34

15,89

Télécommunications

2

0,93

Services aux collectivités

9

4,21

Technologie

46

21,50

Total

214

100 %

2.2. Modèle et mesure des variables

32En s’inspirant de l’étude de Cheng et Warfield (2005), nous utilisons le modèle ci-dessous pour tester nos hypothèses et analyser l’effet des mécanismes de gouvernance sur la gestion des résultats par les seuils :

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Variable dépendante

33La variable dépendante, SDR, est une variable qualitative qui caractérise la réalisation des seuils, prenant la valeur 1 si la firme a atteint le seuil considéré et zéro sinon. Cette variable permet de distinguer les firmes selon la réalisation des seuils ou pas. Il s’agit des seuils résultat faiblement bénéficiaire (RTST), résultat légèrement supérieur à celui de l’exercice précédent (VRTT) et résultat supérieur aux prévisions des analystes (PRET). Ces seuils comptables sont mesurés ainsi :

34- RTST : le résultat net de l’entreprise i à la fin de l'année fiscale t, standardisé par l’actif total du début d’exercice. À l’instar de Leuz et al. (2003) ainsi que Lang et al. (2003), notre variable dépendante est codée 1 si le résultat net normalisé par l’actif total (RTST) se situe entre 0 et 1 % ; 0 sinon. Leuz et al. (2003) soulignent que, bien que les dirigeants tentent généralement d’éviter la publication des pertes (quel que soit leur niveau), leur latitude discrétionnaire est néanmoins plus limitée pour transformer ces pertes en bénéfices lorsqu’ils sont en présence de pertes énormes. Autrement dit, la manipulation comptable pour éviter la publication de pertes est d’autant plus répandue qu’elle porte sur un faible montant.

35- VRTT : la variation du résultat net de l’entreprise i entre l'année t et l’année t-1, standardisée par l’actif total du début de l’exercice t-1. La variable dépendante est codée 1 si la variation du résultat net normalisée par l’actif total (VRTT) se situe entre 0 et 1 % ; 0 sinon.

36- PRET : le résultat net par action (EPS) provenant de la base I/B/E/S moins la moyenne des dernières prévisions des analystes (Consensus I/B/E/S). En s’inspirant des études de Jiang (2008) et Xue et al. (2003), notre variable dépendante binaire est codée 1 si (EPS - Consensus I/B/E/S) ≥ 0 et 0 sinon. Pour calculer ces erreurs de prévision, nous avons retenu les dernières prévisions faites par les analystes financiers avant la fin de l’exercice fiscal t (the most recent analyst’s forecast in year t). Selon Matsumoto (2002) et Roychowdhury (2006), les managers se réfèrent généralement aux dernières prévisions des analystes pour manipuler le résultat annuel de l’entreprise et éviter les mauvaises surprises.

37Etant donné que nos variables à expliquer sont des mesures dichotomiques qui ne peuvent prendre que deux attributs 0 ou 1, nous avons eu recours à une régression logistique en panel pour tester nos hypothèses. Cette méthode statistique a pour objectif de produire à partir d’un nombre d’observations un modèle qui permet de prédire les valeurs prises par la variable dépendante à partir d’une série de variables explicatives continues et binaires. Nous avons estimé un modèle logit en panel pour montrer dans quelle mesure les variables explicatives permettent d’influencer la probabilité qu’une entreprise choisisse de gérer ses résultats par les seuils.

Variables de gouvernance

38Pour tester notre modèle, nous retenons les variables explicatives suivantes :

39- MONIST est une variable indicatrice qui mesure le cumul des fonctions de président et de directeur général. Elle est égale à 1 si le dirigeant préside le conseil d’administration et 0 sinon. Lorsque la structure adoptée est celle de directoire avec conseil de surveillance, nous codons 0, puisque la structure même implique une séparation des deux fonctions (direction et contrôle).

40- ADEX est le pourcentage d’administrateurs indépendants dans le conseil d’administration (ou de surveillance), selon les critères du rapport Bouton (2002). Ce rapport indique (p. 9) qu’« un administrateur est indépendant lorsqu’il n’entretient aucune relation de quelque nature que ce soit avec la société, son groupe ou sa direction, qui puisse compromettre l’exercice de sa liberté de jugement ». Pour déterminer le nombre d’administrateurs indépendants dans le conseil, nous avons donc utilisé les informations fournies par les sociétés, comme le préconise le rapport Bouton, sur les administrateurs indépendants dans leurs rapports annuels publiés.

  • 4 Nous avons également estimé le modèle (1) en remplaçant la variable INDCA par une variable binaire (...)

41- La variable INDCA correspond au pourcentage de membres indépendants au sein du comité d’audit4. Quant à l’activité du comité, elle est mesurée par la variable ACTCA qui est égale au nombre de réunions tenues par le comité d’audit au cours de l’exercice fiscal considéré.

  • 5 Afin d’approfondir notre analyse de l’incidence de la structure de propriété sur nos résultats, nou (...)

42- CCAP est le pourcentage d’actions détenues par les deux principaux actionnaires. Plusieurs études réalisées dans le contexte français ont mis en évidence le rôle des deux principaux actionnaires dans le processus de contrôle des dirigeants. Par exemple, sur un échantillon de sociétés cotées de l’indice SBF 250, Mard et Marsat (2012) observent que le deuxième actionnaire exerce un rôle de contrôle important et limite l’intensité de la gestion des résultats5.

43- BIGA est une variable muette égale à 1 si la société est auditée par au moins un auditeur appartenant aux Big Four et 0 sinon. Pour mesurer cette variable, nous tenons compte, à l’instar de Piot et Janin (2007), d’une spécificité du droit comptable français, à savoir l’existence de deux commissaires aux comptes.

44- REMD est une variable muette égale à 1 si la rémunération du dirigeant est constituée de stock-options et/ou d’actions gratuites et 0 sinon. De nombreux travaux de recherche ont montré que les dirigeants dont la rémunération est basée sur des stock-options et des actions gratuites sont plus incités à gérer les chiffres comptables de manière à augmenter la valeur de la société à court terme et accroitre, par conséquent, la partie de leur rémunération basée sur la performance (Cheng et Warfield, 2005 ; Bergstresser et Philippon, 2006).

Variables de contrôle

45Dans un souci de robustesse, et afin de neutraliser l’influence éventuelle des variables « omises » sur la performance de nos résultats, nous avons choisi de contrôler les variables reconnues par la littérature comme pouvant exercer un impact sur la gestion des résultats. De ce fait, pour que les régressions ne soient pas imprudemment surestimées, nous avons introduit dans notre modèle les variables qui mesurent respectivement la taille de la firme (TAIL), l’endettement (DEBT) et l’opportunité de croissance (OPPC) comme variables de contrôle.

  • 6 Nous avons également testé le modèle de régression en prenant, à l’instar de Roychowdhury (2006) ai (...)

46- TAIL est le logarithme népérien de l’actif total de la firme i à la fin de l’année fiscale t6. Une transformation logarithmique est employée parce que la distribution des actifs est fortement asymétrique. Cette mesure a été utilisée par plusieurs auteurs, tels que Lang et al. (2003) et Broye (2009). Diverses études empiriques antérieures mettent en évidence une association positive entre la taille de la firme et la gestion des résultats par les seuils (Jiang et al. 2010 ; Cheng et Warfield, 2005).

47- DEBT est le ratio dettes à long terme / actif total de la firme i à la fin de l’année fiscale t. La corrélation entre le niveau d’endettement et la gestion du résultat a été mise en évidence par plusieurs travaux de recherche, tels que celui de Lobo et Zhou (2006). Nous nous attendons à une relation positive entre le ratio d’endettement et nos variables dépendantes. En effet, nous supposons, à l’instar des travaux antérieurs, que les dirigeants choisissent de gérer à la hausse les résultats des entreprises fortement endettées pour éviter d’enfreindre les clauses du contrat de dette et pour préserver leur réputation sur le marché.

48- OPPC est le ratio capitaux propres / capitalisation boursière (book-to-market ratio) de la firme i à la fin de l’année fiscale t. Barth et al. (1999) démontrent que les incitations à gérer le résultat augmentent avec les opportunités de croissance de l’entreprise.

49Enfin, la variable Industriei est une variable indicatrice du secteur d’activité ; elle est égale à 1 si le secteur d’activité de l’entreprise est dans la classification i et 0 sinon. Les entreprises de notre échantillon appartiennent à neuf secteurs d’activité différents : pétrole et gaz, matériaux de base, industriel, biens de consommation, santé, services aux consommateurs, télécommunications, services aux collectivités et technologie. La classification sectorielle retenue est celle de l’ICB de niveau 1.

3. Résultats

3.1. Statistiques descriptives

50Les résultats descriptifs sont consignés au tableau 2 qui reprend les caractéristiques de toutes nos variables sur la période étudiée. Nous présentons également dans le tableau 3 les statistiques descriptives des variables en séparant les observations selon qu’elles ont ou non atteint le seuil de résultat considéré. Les tests de Student et de Mann-Whitney ont été utilisés pour tester la différence des moyennes entre les deux groupes (pour chaque seuil de résultat). À la lecture du tableau 2, nous constatons que les firmes de notre échantillon présentent en moyenne des résultats et des variations de résultats positifs. L’analyse des autres variables montre que la structure de propriété des sociétés de notre échantillon est relativement concentrée ; les deux principaux actionnaires détiennent en moyenne 50 % du capital. Concernant les conseils d'administration des entreprises qui composent notre échantillon, environ 45 % des administrateurs sont qualifiés d'indépendants selon les critères énoncés dans le rapport Bouton (2002) et plus de la moitié des entreprises adoptent une structure moniste du conseil. En moyenne, 64,9 % des membres du comité d’audit sont indépendants, ce qui correspond au nombre préconisé par le rapport Bouton. Concernant le fonctionnement de ce comité, nous remarquons que le nombre des réunions varie entre 0 et 14, avec une moyenne de 4 réunions annuelles. Ce nombre a légèrement augmenté par rapport à celui obtenu en 2002 par Godard et Schatt (2005) sur un échantillon d’entreprises françaises, mais reste inférieur à la fréquence des réunions des comités d’audit des sociétés cotées aux États-Unis. En effet, Raghunandan et Rama (2007) constatent que le nombre moyen des réunions des comités d’audit des entreprises américaines de leur échantillon était de 7 réunions en 2003. Par ailleurs, nous constatons que la très grande majorité des entreprises de l’échantillon sont auditées par au moins un Big Four (88,9 %). Ce constat est similaire à celui des études antérieures réalisées dans le contexte français (Broye, 2009 ; Piot et Janin, 2007). Environ 40 % des entreprises de notre échantillon attribuent des stock-options et/ou des actions gratuites aux dirigeants. Il est à noter également que le niveau d’endettement à long terme des entreprises de notre échantillon sur la période d’étude représente en moyenne 15,7 % de l’actif total. Les statistiques descriptives montrent aussi que les firmes étudiées enregistrent d’importantes opportunités de croissance étant donné que le ratio book-to-market est en moyenne inférieur à l’unité. Ce résultat est prévisible dans la mesure où les firmes constituant notre échantillon sont en moyenne performantes.

Tableau 2 : Statistiques descriptives

51Ce tableau montre les statistiques descriptives des variables. RTST est le résultat net de l’entreprise i à la fin de l'année fiscale t, standardisé par l’actif total du début d’exercice. VRTT est la variation du résultat net de l’entreprise i à la fin de l'année fiscale t, standardisée par l’actif total du début d’exercice t-1. PRET est le résultat net par action (EPS) provenant de la base I/B/E/S moins la moyenne des dernières prévisions des analystes (Consensus I/B/E/S). MONIST est une variable indicatrice égale à 1 si le dirigeant préside le conseil d’administration et 0 sinon. ADEX est le pourcentage d’administrateurs indépendants dans le conseil d’administration (ou de surveillance). INDCA est le pourcentage de membres indépendants dans le comité d’audit. ACTCA est le nombre de réunions tenues par le comité d’audit au cours de l’exercice fiscal. CCAP est le pourcentage d’actions détenues par les deux principaux actionnaires. BIGA est une variable muette égale à 1 si la société est auditée par au moins un auditeur appartenant aux Big Four et 0 sinon. REMD est une variable muette égale à 1 si la rémunération du dirigeant est basée sur les stock-options et/ou les actions gratuites et 0 sinon. TAIL est le logarithme de l’actif total. DEBT est le ratio dettes à long terme / total actifs. OPPC est le ratio capitaux propres / capitalisation boursière (book-to-market ratio). L’échantillon est composé de 214 sociétés pour la période 2005-2014.

Variables

Moyenne

Médiane

Ecart-type

Min

Max

Seuils de résultats

RTST

1,434 %

1,798 %

8,059 %

-0,498

0,253

VRTT

0,379 %

0,366 %

5,728 %

-0,291

0,293

PRET

-0,669

-0,162

1,698

-9,927

5,485

Variables de gouvernance

MONIST

0,539

1

0,498

0

1

ADEX

0,443

0,428

0,213

0,000

1,000

INDCA

0,649

0,667

0,274

0,000

1,000

ACTCA

4,254

4

2,266

0

14

CCAP

0,495

0,508

0,263

0,028

1,000

BIGA

0,889

1

0,321

0

1

REMD

0,383

0

0,486

0

1

Variables de controle

TAIL

13,912

13,864

2,238

9,106

18,884

DEBT

0,157

0,131

0,121

0,000

0,528

OPPC

0,757

0,625

0,489

0,131

3,125

52Les statistiques descriptives reportées dans le tableau 3 permettent de faire quelques commentaires. Tout d’abord, nous constatons que la structure moniste du conseil d’administration ne semble pas exercer une influence positive et significative sur la gestion des résultats par les seuils. Nous remarquons également que les entreprises ayant atteint les seuils ont moins d’administrateurs indépendants dans leurs conseils d’administration. Par exemple, les entreprises ayant atteint le seuil « résultat de l’exercice précédent » ont une proportion d’administrateurs indépendants de 43,8 % alors que cette proportion est de 45,2 % chez celles n’ayant pas atteint le seuil. Toutefois, cette différence n’est pas statiquement significative.

Tableau 3 : Statistiques descriptives selon les seuils de résultats

53Ce tableau montre les moyennes et (les écarts-types) des variables en séparant les observations selon qu’elles ont ou non atteint le seuil étudié. Il s’agit des seuils résultat faiblement bénéficiaire, résultat légèrement supérieur à celui de l’exercice précédent et résultat supérieur aux prévisions des analystes. t-stat : le test de Student pour la comparaison des moyennes de deux échantillons indépendants (corrigé pour l’hétérogénéité de la variance le cas échéant). z-stat : le test non paramétrique de Mann-Whitney. Toutes les variables explicatives sont définies comme dans le tableau 2. ***, **,* désignent respectivement les degrés de significativité au seuil de 1 %, 5 %, et 10 %.

Variables

Seuils de résultats

Niveau de résultat

Résultat de l’exercice précédent

Prévisions des analystes

Seuil atteint

N = 485

Seuil

non atteint

N = 1 587

t-stat

z-stat

Seuil atteint

N = 705

Seuil

non atteint

N = 1 367

t-stat

z-stat

Seuil atteint

N =610

Seuil

non atteint

N =1 219

t-stat

z-stat

MONIST

0,497

0,538

1,052

0,501

0,544

1,702*

0,547

0,513

-1,224

(0,501)

(0,499)

1,052

(0,500)

(0,498)

1,702*

(0,498)

(0,500)

-1,224

ADEX

0,441

0,449

0,497

0,438

0,452

1,291

0,420

0,466

3,857***

(0,215)

(0,197)

0,251

(0,212)

(0,217)

1,020

(0,199)

(0,209)

3,951***

INDCA

0,578

0,652

3,239***

0,598

0,654

3,782***

0,603

0,688

5,353***

(0,254)

(0,275)

3,169***

(0,259)

(0,276)

3,830***

(0,250)

(0,266)

6,079***

ACTCA

3,922

4,305

2,043**

4,021

4,532

3,611***

4,066

4,320

1,995**

(1,843)

(2,249)

1,802*

(2,014)

(2,402)

3,015***

(2,100)

(2,349)

1,942*

CCAP

0,493

0,535

1,983**

0,466

0,529

3,278***

0,472

0,530

2,572**

(0,267)

(0,252)

1,932*

(0,272)

(0,281)

3,233***

(0,270)

(0,289)

2,402**

BIGA

0,941

0,887

-2,249**

0,888

0,895

0,417

0,897

0,877

-0,551

(0,236)

(0,316)

-2,249**

(0,315)

(0,307)

0,417

(0,328)

(0,339)

-0,551

REMD

0,396

0,289

-2,811***

0,405

0,377

-1,137

0,491

0,381

-0,341

(0 ,489)

(0,454)

-2,811***

(0 ,491)

(0,485)

-1,137

(0 ,489)

(0,487)

-0,341

TAIL

14,552

13,908

-3,705***

14,572

13,786

-7,021***

14,209

13,844

-2,894***

(2,350)

(2,214)

-3,594***

(2,078)

(2,324)

-6,954***

(2,223)

(2,288)

-2,917***

DEBT

0,192

0,149

-4,552***

0,174

0,146

-4,445***

0,182

0,155

-3,488***

(0 ,132)

(0,118)

-4,237***

(0 ,119)

(0,120)

-5,028***

(0 ,157)

(0,121)

-1,685*

OPPC

0,759

0,745

-0,329

0,704

0,764

2,186**

0,701

0,761

2,089**

(0,339)

(0,537)

-2,977***

(0,424)

(0,555)

0,723

(0,470)

(0,500)

2,397**

54De plus, les entreprises ayant atteint les seuils de résultats comptent significativement moins d’administrateurs indépendants au sein de leurs comités d’audit. Les tests de Student et de Mann-Whitney ressortent significatifs au seuil de 1 % pour cette variable. En ce qui concerne la variable ACTCA (nombre de réunions tenues par le comité d’audit au cours de l’exercice), les tests mettent en évidence une différence statistiquement significative. Conformément à notre hypothèse H3, les entreprises ayant atteint les seuils de résultats possèdent un actionnariat plus diffus que les autres entreprises. Par ailleurs, les entreprises qui atteignent le seuil « résultat légèrement bénéficiaire » sont davantage associées à un cabinet Big Four. Ce constat, qui n’accrédite pas notre hypothèse H4, est cohérent avec les résultats de Francis et al. (1999) qui ont montré que les firmes présentant des accruals discrétionnaires élevés ont tendance à nommer un cabinet Big Six, dans le but de crédibiliser les données comptables livrées aux investisseurs. Enfin, les résultats obtenus montrent que les entreprises ayant atteint les seuils de résultats sont significativement plus grandes et plus endettées que les entreprises qui n’atteignent pas ces seuils.

3.2. Résultats du modèle

55Avant de présenter les résultats des régressions logistiques concernant chacun des seuils comptables, il nous a semblé intéressant de s’assurer d’abord qu’il n’existe pas de problèmes de multicolinéarité susceptibles d’affecter nos résultats. Nous avons donc calculé les coefficients de corrélation de Pearson entre les variables explicatives ainsi que les VIFs « Variance Inflation Factor ». Comme l’indique le tableau 5 de l’annexe, les variables explicatives sont, globalement, indépendantes et assez faiblement corrélées entre elles. Toutefois, il est possible de déceler des traces de corrélation entre variables de même famille. C'est le cas par exemple des variables ADEX et INDCA qui mesurent respectivement le pourcentage d’administrateurs indépendants dans le conseil d’administration et le pourcentage de membres indépendants au sein du comité d’audit. Le tableau 5 montre également qu’aucune variable ne présente de VIF excédant 2, soit une valeur très éloignée de la limite critique de 10 (Neter et al. 1989) et du seuil de prudence de 5 suggéré par Montgomery et Peck (1982).

56Les résultats de la régression logistique en panel réalisée sur l’échantillon de 214 sociétés sont présentés dans le tableau 4. La significativité globale du modèle est satisfaisante pour les trois seuils de résultats, d’après le test du chi-deux. Cela signifie que les variables explicatives choisies dans cette étude permettent d’expliquer, au moins en partie, la décision de gérer le résultat par les seuils. En outre, les résultats du test d’Hausman conduisent à réfuter l’hypothèse d’absence de corrélation entre les effets individuels et les variables explicatives du modèle. Les estimateurs du modèle à effets aléatoires sont donc rejetés et nous avons, par conséquent, retenu le modèle à effets fixes. Quel que soit le seuil de résultat étudié, trois variables de gouvernance affichent un pouvoir explicatif significatif sur la gestion des résultats : l’indépendance du conseil d’administration, la concentration du capital et l’indépendance du comité d’audit.

57Le premier mécanisme de gouvernance auquel nous nous intéressons pour expliquer la gestion des résultats par les seuils est la structure du conseil d’administration. Au regard des résultats obtenus, nous constatons que l’effet de cette variable est statistiquement non significatif. L’absence de relation significative entre cette variable, qui désigne le cumul des rôles de directeur général et de président du conseil, et nos mesures de la gestion des résultats ne conforte pas l’idée qu’une forte concentration du pouvoir peut être à l’origine d’un comportement opportuniste et inefficient de la part du dirigeant. Ces résultats, qui ne vont pas dans le sens de l’hypothèse H1a, sont en concordance avec ceux enregistrés par Xie et al. (2003) ainsi que Ghosh et al. (2010) dans le contexte américain. Cependant, conformément à nos attentes, et en cohérence avec le cadre théorique de l’agence, l’indépendance du conseil d’administration ressort bien comme un facteur de réduction des pratiques comptables opportunistes. Ces derniers résultats, qui concordent avec ceux de Peasnell et al. (2005) et Chen et Zhang (2014), confirment l’idée que la présence d’administrateurs indépendants au sein du conseil d’administration augmente l’efficacité du contrôle des dirigeants et incite ces derniers à divulguer des informations financières plus fiables. Ces administrateurs indépendants utilisent ainsi leurs compétences particulières et leurs détachements pour contrôler les actions des dirigeants (Charreaux et Pitol-Belin, 1990).

58Concernant le contrôle imposé par les comités d’audit, nous notons une relation négative et significative entre la proportion d’administrateurs indépendants au sein de ces comités et la variable dépendante, quel que soit le seuil de résultat examiné. Nos résultats vont dans le même sens que ceux de Klein (2002) et Bédard et al. (2004) qui ont montré que les comités d’audit composés de membres indépendants disposent d’une plus grande capacité à affronter les pressions managériales pour maintenir un jugement indépendant et assurer, par conséquent, la qualité du contrôle interne et la fiabilité des informations financières divulguées. Il semble, en outre, que le nombre des réunions de ces comités a un effet de contrainte sur la gestion des résultats pour les seuils « résultat positif » et « résultat de l’exercice précédent ». Ce constat tend à montrer que les réunions régulières du comité d’audit réduisent le pouvoir discrétionnaire du dirigeant et limitent ainsi les coûts d’agence.

59En ce qui concerne la variable relative à la structure de l’actionnariat, nos résultats montrent que l’effet de la concentration du capital est toujours significatif et négatif. Conformément à notre hypothèse, la concentration de l’actionnariat est ainsi associée à une moindre intensité de gestion des résultats par les seuils. Ce constat, qui contredit l’hypothèse de passivité des détenteurs de blocs de contrôle, confirme l’idée, attribuée au travail de Shleifer et Vishny (1986), soulignant que la concentration de la propriété entre les mains d'un groupe d'actionnaires majoritaires constitue un mécanisme de gouvernance susceptible de contrôler et discipliner les dirigeants. En revanche, l’hypothèse selon laquelle les incitations à gérer les résultats par les seuils sont plus faibles lorsque les comptes sont audités par des Big Four n’est pas confirmée. Ce résultat est homogène avec celui obtenu par Piot et Janin (2007) sur un échantillon de firmes françaises. Ces auteurs constatent que la présence d’un Big Five n’affecte pas l’ampleur des accruals discrétionnaires. À l’instar de Cheng et Warfield (2005), nous observons une relation positive et significative entre la rémunération des dirigeants par les stock-options et/ou les actions gratuites et la gestion des résultats pour atteindre les prévisions des analystes financiers.

60D’autres constats se dégagent de notre étude. L’effet de l’endettement est aussi positif et significatif sur la probabilité d’atteindre et de dépasser les seuils « résultat positif » et « résultat de l’exercice précédent ». Ce résultat indique que les firmes françaises qui se caractérisent souvent par un financement dominé par le crédit bancaire, tendent à afficher des résultats bénéficiaires pour répondre aux préoccupations des parties prenantes, notamment les créanciers qui se concentrent sur la solvabilité de l’entreprise. Ce constat va dans le sens du propos de Jiang (2008) qui suggère que les créanciers apprécient plus les firmes qui affichent un résultat positif en leur accordant un coût d’endettement plus faible. La taille semble avoir un impact positif et significatif sur la gestion des résultats. Ce constat, qui concorde avec les résultats de plusieurs travaux empiriques antérieurs (Ashbaugh et al. 2003 ; Jiang et al. 2010), infirme l’hypothèse des coûts politiques qui stipule que les entreprises de grande taille préfèrent souvent les méthodes comptables qui réduisent leurs résultats. Barton et Simko (2002) évoquent, à ce sujet, que les firmes de grande taille s’adonnent à la gestion de leurs résultats parce qu’elles ont un pouvoir de négociation élevé avec les auditeurs. De même, les grandes firmes ont plusieurs méthodes et traitements comptables leur permettant de gérer les résultats dans la mesure où elles disposent d’actifs courants très importants par rapport aux firmes de petite taille. En outre, le pouvoir managérial solide des grandes firmes peut dépasser le système de contrôle interne sophistiqué et induire une gestion des résultats par les seuils.

61Enfin, la variable opportunités de croissance n’a pas un effet significatif sur la gestion des résultats pour atteindre les seuils comptables. Ce constat ne confirme pas l’idée que les managers des firmes ayant de bonnes opportunités d’investissement gèrent leurs résultats à la hausse pour signaler au marché les opportunités de croissance futures de la firme. Nos résultats ne concordent pas avec ceux de Xue (2003) ainsi que de Roychowdhury (2006) qui ont montré que la gestion des résultats peut être utilisée non seulement pour des raisons opportunistes mais aussi dans une optique de signalisation.

Tableau 4 : Résultats du modèle de régression

62Ce tableau présente les résultats de la régression logistique en panel du Modèle (1). La variable dépendante est une variable qualitative qui caractérise la réalisation des seuils, prenant la valeur 1 si la firme a atteint le seuil considéré et zéro sinon. MONIST est une variable indicatrice égale à 1 si le dirigeant préside le conseil d’administration et 0 sinon. ADEX est le pourcentage d’administrateurs indépendants dans le conseil d’administration (ou de surveillance). INDCA est le pourcentage de membres indépendants dans le comité d’audit. ACTCA est le nombre de réunions tenues par le comité d’audit au cours de l’exercice fiscal. CCAP est le pourcentage d’actions détenues par les deux principaux actionnaires. BIGA est une variable muette égale à 1 si la société est auditée par au moins un auditeur appartenant aux Big Four et 0 sinon. REMD est une variable muette égale à 1 si la rémunération du dirigeant est basée sur les stock-options et/ou les actions gratuites et 0 sinon. TAIL est le logarithme de l’actif total. DEBT est le ratio dettes à long terme / total actifs. OPPC est le ratio capitaux propres / capitalisation boursière (book-to-market ratio). Industrie est une variable indicatrice du secteur d’activité ; elle est égale à 1 si le secteur d’activité de l’entreprise est dans la classification i et 0 sinon. L’échantillon est composé de 214 sociétés pour la période 2005-2014. ***, **,* désignent respectivement les degrés de significativité au seuil de 1 %, 5 %, et 10 %.

Seuils de résultats

Variables

Niveau de résultat

(RTST)

Résultat de l’exercice précédent (VRTT)

Prévisions des analystes financiers (PRET)

Coefficient

p-value

Coefficient

p-value

Coefficient

p-value

MONIST

-0,328

0,452

0,261

0,316

0,135

0,688

ADEX

-2,362*

0,082

-3,126***

0,001

-2,689**

0,019

INDCA

-3,361***

0,000

-3,213***

0,000

-1,945***

0,002

ACTCA

-1,120***

0,000

-0, 916**

0,014

-0,148

0,102

CCAP

-3,732***

0,003

-5,611***

0,000

-4,314***

0,000

BIGA

0,260

0,534

-0,165

0,642

0,209

0,762

REMD

0,221

0,544

-0,081

0,710

0,556*

0,059

TAIL

2,058***

0,000

0,752**

0,017

1,536***

0,000

DEBT

2,343***

0,001

2,801**

0,038

-1,176

0,479

OPPC

0,434

0,305

-0,166

0,437

0,193

0,496

Industrie

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

N

2 072

2 072

1 829

Log likelihood

-161,42

-448,24

-251,93

LR Chi 2

154,68***

128,65***

123,09***

Hausman test

53,58

59,87

58,27

p-value

0,000

0,000

0,000

3.3. Analyses complémentaires

63Dans la section précédente, nous avons retenu un pas de 1 % pour mesurer nos variables dépendantes (résultat faiblement bénéficiaire et résultat légèrement supérieur à celui de l’exercice précédent). Il se peut que nos résultats d’estimation soient sensibles à ce pas choisi. Cette sensibilité est appréciée en déplaçant, à l’instar de Mard (2004), le seuil de 1 à 0,5 %, donc en resserrant les contraintes de réalisation de ces seuils comptables. Les résultats trouvés (non présentés) avec ce nouveau pas demeurent quasi similaires à ceux présentés au tableau 4 (à l’exception des coefficients des variables ADEX et DEBT, mesurant respectivement le pourcentage d’administrateurs indépendants dans le conseil d’administration et le niveau d’endettement, qui deviennent non significatifs pour le seuil « résultat positif »). Ces constats peuvent donc relever une certaine robustesse des résultats obtenus avec notre modèle de base.

64Par ailleurs, la variable BIGA qui mesure la qualité de l’audit opère une séparation asymétrique de l’échantillon (88,9 % des sociétés sont auditées par au moins un auditeur appartenant aux Big Four). Dès lors, il est intéressant d’apprécier la sensibilité de nos modèles aux différentes catégories de cabinets. Pour cela, les modèles logistiques ont été réestimés en séparant les firmes ayant deux Big Four des autres sociétés. Les résultats trouvés (non tabulés) conduisent quasiment aux mêmes conclusions.

Conclusion

65L’objectif de notre étude est d’examiner l'impact des mécanismes de gouvernance sur la gestion des résultats par les seuils. Par rapport aux études antérieures, réalisées dans le contexte français, nous nous distinguons par l’utilisation des seuils comptables pour mesurer la gestion des résultats. Les analyses sont conduites sur un échantillon de 214 entreprises françaises cotées sur la période 2005-2014. Nous mobilisons principalement la théorie de l’agence pour formuler nos hypothèses de recherche. Plusieurs constats se dégagent de nos analyses. Ainsi, nos résultats montrent que la structure de propriété a un impact sur l’opportunisme managérial. En effet, la concentration du capital entre un petit nombre d’actionnaires constitue un mécanisme de contrôle des dirigeants et permet de modérer le niveau de la gestion des résultats autour des seuils comptables. En outre, et contrairement aux attentes, nos résultats révèlent l’absence de relation significative entre la structure du conseil d’administration et la gestion des résultats par les seuils. Concernant la composition du conseil, nos résultats montrent que la présence d’administrateurs indépendants agit comme modérateur du niveau de la gestion des résultats. De même, l’indépendance du comité d’audit et les réunions régulières des membres de ce comité permettent de contraindre les pratiques de gestion des résultats par les seuils. Ces facteurs qui répondent à une logique de conformité aux codes de bonnes pratiques de gouvernance entrainent ainsi une amélioration de l’efficacité des missions du conseil d’administration.

66Ces résultats doivent cependant être interprétés en prenant en considération certaines limites. En effet, le critère d’expertise comptable et financière des membres du comité d’audit ainsi que la nature de l’actionnariat (actionnariat managérial, actionnariat familial, investisseurs institutionnels, etc.) n’ont pas été pris en compte dans notre étude empirique. Ces critères qui agissent comme des mécanismes de gouvernance pourraient probablement avoir un impact significatif sur les pratiques comptables opportunistes. Par ailleurs, l’étude de la gestion des résultats par les seuils sur un échantillon plus important dans le contexte européen pourrait aussi être une bonne extension à cette étude. De même, afin d’affiner et élargir notre analyse, il serait important de compléter cette recherche par l’étude du lien entre la gestion réelle des résultats et l’intensité de la gestion des résultats par les seuils. L’investigation de la relation entre les mécanismes de gouvernance et la manipulation des activités réelles peut en effet s’avérer une piste de recherche prometteuse pour l’explication de l’opportunisme managérial. Enfin, une autre perspective de recherche serait l’analyse de l’association entre la responsabilité sociale des entreprises et la gestion des résultats par les seuils dans le contexte français.

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Anexo

Tableau 5 : Matrice des corrélations et résultats du test VIF

Ce tableau rapporte la matrice des corrélations et les résultats du test VIF. Les variables dépendantes SDR1, SDR2 et SDR3 sont des variables qualitatives qui caractérisent la réalisation des seuils, prenant la valeur 1 si la firme a atteint le seuil considéré et 0 sinon. Il s’agit respectivement des seuils résultat faiblement bénéficiaire, résultat légèrement supérieur à celui de l’exercice précédent et résultat supérieur aux prévisions des analystes. Toutes les variables explicatives sont définies comme dans le tableau 2. * désigne des p-values ≤ 10 %.

VIFs

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

1

SDR1

1,000

2

SDR2

0,049*

1,000

3

SDR3

0,071*

0,053*

1,000

4

MONIST

1,04

-0,028

0,038

0,034

1,000

5

ADEX

1,97

-0,044*

-0,036*

-0,103*

-0,138*

1,000

6

INDCA

1,87

-0,049*

-0,052*

-0,148*

-0,002

0,647*

1,000

7

ACTCA

1,24

-0,102*

-0,045*

-0,102*

0,022

0,162*

0,081*

1,000

8

CCAP

1,11

-0,058*

-0,038*

-0,069*

0,056*

-0,167*

-0,122*

-0,095*

1,000

9

BIGA

1,07

0,053*

-0,011

0,016

-0,030

0,077*

0,079*

0,091*

-0,083*

1,000

10

REMD

1,17

0,065*

0,023

0,014

-0,019

0,153*

0,131*

0,135*

-0,151*

0,154*

1,000

11

TAIL

1,57

0,106*

0,165*

0,077*

-0,029

0,238*

0,151*

0,443*

-0,061*

0,285*

0,295*

1,000

12

DEBT

1,16

0,118*

0,115*

0,092*

-0,036*

0,022

-0,048*

0,130*

0,026

0,094*

0,361*

0,364*

1,000

13

OPPC

1,03

0,014

-0,053*

-0,050*

-0,007

-0,005

-0,028

0,013

-0,049*

-0,045*

-0,143*

-0,011

0,003

1,000

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Notas

1 Dans cette étude, nous avons choisi de nous limiter essentiellement aux travaux étudiant le lien entre la gestion des résultats et la rémunération des dirigeants par stock-options et/ou par actions gratuites. Toutefois, la corrélation entre les bonus à court terme et la gestion du résultat a été également mise en évidence par plusieurs travaux de recherche, tels que celui de Healy (1985).

2 Notre échantillon de départ est constitué de toutes les sociétés appartenant à l’indice CAC All Tradable au 31 décembre 2014. Cet échantillon est susceptible d’afficher un biais du survivant, parce qu’il ne contient aucune entreprise ayant disparu de l’indice durant la période d’étude (par exemple, celles ayant fait faillite). Toutefois, ce biais ne semble pas avoir un impact important sur nos résultats, étant donné que l’indice CAC All Tradable est caractérisé par une certaine stabilité de sa composition. En outre, la population des sociétés cotées présente un taux de mortalité relativement faible par rapport aux entreprises non cotées.

.

3 L’ICB (Industry Classification Benchmark) est la classification sectorielle utilisée par Euronext à partir de 2005 pour les sociétés cotées à Amsterdam, Bruxelles, Lisbonne et Paris.

4 Nous avons également estimé le modèle (1) en remplaçant la variable INDCA par une variable binaire codée 1 si la société a mis en place un comité d’audit composé de plus de 50 % de membres indépendants et 0 sinon (Piot et Janin, 2007). Les résultats trouvés (non tabulés) conduisent aux mêmes conclusions.

5 Afin d’approfondir notre analyse de l’incidence de la structure de propriété sur nos résultats, nous avons également estimé notre modèle en utilisant une autre mesure de concentration qui représente le pourcentage d’actions détenues par les trois premiers actionnaires. Les résultats trouvés (non tabulés) sont quasiment identiques et conduisent presque aux mêmes conclusions.

6 Nous avons également testé le modèle de régression en prenant, à l’instar de Roychowdhury (2006) ainsi que Cheng et Warfield (2005), comme mesure alternative de la taille le logarithme de la capitalisation boursière. L’utilisation de cette variable permet d’obtenir des résultats quasiment identiques à ceux obtenus avec l’actif total.

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Para citar este artículo

Referencia electrónica

Badreddine Hamdi, Tarek Mejri y Sameh Haloua, « Gestion des résultats, seuils comptables et gouvernance d’entreprise : le cas des sociétés françaises », Finance Contrôle Stratégie [En línea], 21-3 | 2018, Puesto en línea el 11 enero 2019, consultado el 21 octubre 2019. URL : http://journals.openedition.org/fcs/2838 ; DOI : 10.4000/fcs.2838

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Autores

Badreddine Hamdi

Université de Bourgogne

Tarek Mejri

Université Paris 13

Sameh Haloua

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Derechos de autor

Tous droits réservés

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