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Surconfiance des dirigeants et sensibilité des investissements aux cash-flows : quel est le rôle joué par les mécanismes de gouvernance ?

CEO's Overconfidence and Investment – Cash Flows Sensibility: What Role Played the Corporate Governance Mechanisms?
Pauline Paquin

Résumés

Une littérature récente s’intéresse à l’impact du biais de surconfiance des dirigeants sur les politiques financières des entreprises et à ses conséquences sur la valeur de l’entreprise. Cette recherche propose de tester les effets de certains mécanismes de gouvernance sur le lien entre la surconfiance et la sensibilité des investissements aux cash-flows en tenant compte des spécificités des entreprises françaises. Nos résultats montrent que la surconfiance impacte cette sensibilité. La présence d’un bloc de contrôle, qu’il soit familial ou non, atténue les effets négatifs de ce biais. Nos résultats n’indiquent cependant pas d’effet modérateur lié à l’indépendance du conseil d’administration.

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Texte intégral

Nous remercions les réviseurs anonymes de la revue FCS pour leurs remarques et commentaires constructifs. Nous remercions également les participants du congrès CIG 2018 pour leurs retours.

Introduction

1Les décisions du dirigeant impactent la valeur de l'entreprise dans la mesure où ses décisions engagent fortement les orientations stratégiques et financières de l’entreprise (Goel et Thakor, 2008 ; Hu et Liu, 2015 ; Malmendier et Tate, 2015). La littérature montre l’importance de certaines caractéristiques du dirigeant, telles que la formation, l’expérience professionnelle et l’âge, sur les politiques d’investissement (Bertrand et Schoar, 2002 ; Ben Mohamed et al., 2014a ; Hu et Liu, 2015 ; Malmendier et al., 2011). Au-delà de ces caractéristiques, une littérature récente s’intéresse à l’influence des biais comportementaux des dirigeants sur les politiques d’entreprise. Le biais de surconfiance des dirigeants, en particulier, est susceptible d’impacter significativement la politique d’investissement des entreprises.

2La surconfiance est la propension d’un individu à surestimer ses probabilités de succès ou la véracité de ses jugements (Oskamp, 1965). Il s’agit donc d’un biais de jugement qui affecte les prises de décision. Pour un dirigeant surconfiant, ce biais se manifeste, entre autres, sous la forme d’une surestimation des retombées de ses décisions et d’une sous-estimation des risques associés à celles-ci (Malmendier et Tate 2005a ; Goel et Thakor 2008). Un tel dirigeant juge les investissements possibles comme plus rentables et moins risqués qu’ils ne le sont réellement. Dans cette situation, le risque est que le dirigeant surinvestisse et qu’il considère les sources de financement externes comme trop onéreuses au regard de la rentabilité qu’il escompte des investissements. La sensibilité des investissements aux cash-flows augmente ainsi dans la mesure où cette source de financement est moins onéreuse que les autres. Malmendier et Tate (2005b) mettent en lumière le lien entre la surconfiance du dirigeant et le surinvestissement. Ils montrent également le lien existant entre la surconfiance du dirigeant et la sensibilité des investissements aux cash-flows. Ces comportements d’investissement biaisés se concrétisent par des choix risqués qui peuvent être destructeurs de valeur pour les actionnaires.

3Une gouvernance efficace vise justement à « sécuriser l’investissement des actionnaires » (Charreaux, 2000, p3). Les rôles classiquement attribués à la gouvernance sont de limiter les conflits d’agence de type I, de nommer le dirigeant et d’aider celui-ci à prendre les meilleures décisions possibles pour les actionnaires. Lorsque le dirigeant est surconfiant, ses prises de décisions sont basées sur des évaluations erronées et sont donc risquées pour les actionnaires. Dans ce cas, il est essentiel de contrôler son processus de prise de décision, de questionner la validité de ses choix. Ainsi, une gouvernance efficace devrait permettre de mitiger les effets de la surconfiance afin de protéger les intérêts des actionnaires (Kolasinski et Li, 2013 ; Banerjee et al., 2015a).

4Dans cet article, nous proposons de tester l’impact de l’efficacité de la gouvernance sur le lien entre le biais de surconfiance du dirigeant et les politiques d’investissement. Nous nous attendons à ce qu’une gouvernance efficace modère l’impact de la surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Cette analyse originale permet ainsi d’approfondir les connaissances existantes sur les effets du biais de surconfiance sur les politiques d’investissement, mais également sur le rôle modérateur que peut avoir une gouvernance efficace. En effet à notre connaissance, si certaines études contrôlent les variables liées à la gouvernance dans l’analyse du lien entre le biais de surconfiance et les décisions d’investissement, aucune ne teste l’impact des mécanismes de gouvernance sur les effets de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

5L’efficacité de la gouvernance peut être appréhendée à travers deux mécanismes principaux que sont la concentration de capital et les caractéristiques du conseil d’administration. La surveillance des dirigeants peut être réalisée par les actionnaires directement, notamment par le biais d’un actionnaire de contrôle. Toutefois, exception faite des décisions stratégiques telles que les fusions-acquisitions, les actionnaires ont souvent peu d’opportunité pour exercer ce contrôle directement (Paredes, 2005). Cette mission peut également être confiée aux administrateurs qui ont une délégation de la part des actionnaires pour protéger leurs intérêts. Une forme de substitution entre ces deux mécanismes de contrôle du dirigeant existe ainsi (Desender et al., 2013 ; Adams et al., 2008). Par ailleurs, l’influence des mécanismes de gouvernance est dépendante du contexte institutionnel (La Porta et al., 2000).

6Dans cette étude, le contexte français nous semble particulièrement intéressant pour différentes raisons. Premièrement, l’actionnariat en France est fortement concentré. Or, comme le suggèrent Broye et al. (2017), la présence d’actionnaires de contrôle modère la nécessité de surveillance du dirigeant réalisé par le conseil d’administration. En même temps, l’environnement français se caractérise également par un faible niveau de protection des actionnaires (La Porta et al., 2000). Dans ce contexte, le conseil d’administration a un rôle important de contrôle, en particulier pour limiter les conflits d’agence de type II. L’interdépendance de ces deux mécanismes rend leur analyse particulièrement intéressante dans le contexte français. Deuxièmement, de nombreuses entreprises françaises sont familiales. Or les motivations des actionnaires familiaux sont particulières. Ces actionnaires poursuivent généralement une stratégie de création de valeur à long terme et de pérennisation de leur investissement. Ils ont donc une incitation forte à contrôler le dirigeant pour limiter ses comportements court-termistes. Troisièmement, il existe dans les travaux empiriques une nette prédominance des données américaines. Le contexte de ces travaux est donc caractérisé par une plus faible concentration du capital et par une plus grande protection des actionnaires (La Porta et al., 2000). Ainsi, les spécificités des pays tels que la France n’ont pas été explorées dans les recherches sur le lien entre la surconfiance des dirigeants et la sensibilité des investissements aux cash-flows. De plus, l’analyse de données françaises permet de valider des travaux principalement anglo-saxons et de tester la robustesse des résultats obtenus dans des contextes institutionnels différents (Doukas et Petmezas, 2007).

7D’un point de vue méthodologique, nous nous référons aux mesures du biais de surconfiance opérationnalisées par Malmendier et Tate (2005b). La première mesure est basée sur la gestion des stock-options dont dispose le dirigeant. Croyant que le cours du titre va augmenter du fait de ses décisions, le dirigeant surconfiant conservera ses options alors même qu’il pourrait les exercer de façon rentable. La deuxième est basée sur l’hypothèse que le dirigeant surconfiant acquière des titres supplémentaires de la société qu’il dirige. Il réalise ainsi une concentration irrationnelle des risques. Dans le contexte français, la majorité des entreprises ne distribuant pas de stock-options, nous avons mesuré la surconfiance du dirigeant à partir de son comportement d’achat de titres. Nous avons réalisé une base de données originale qui nous permet d’observer 159 entreprises cotées sur la période 2006-2016 et de qualifier ainsi 303 dirigeants.

8L’article se présente de la façon suivante : la première section présente la littérature et développe les hypothèses de recherche. La deuxième section décrit la méthodologie et les données utilisées. La troisième section expose les résultats. Une dernière section conclut ce travail de recherche.

1. Cadre théorique et développement des hypothèses

1.1. L’impact de la surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows

  • 1 La distinction entre les notions de surconfiance et d’optimisme est souvent ambigüe. Dans la littér (...)

9Alors que les choix d’investissement devraient n’être guidés que par l’intérêt de l’entreprise et la rentabilité du projet envisagé, les investissements sont sensibles à l’importance des sources de financement internes, pouvant être estimées par l’étendue des cash-flows dégagés par l’entreprise. Cette sensibilité peut conduire à des décisions sous-optimales pour les actionnaires, telles que du sur ou du sous-investissement. Classiquement, cette sensibilité entre investissements et cash-flows est attribuée à l’importance de l’asymétrie d’information (Myers et Majluf, 1984), ou de façon alternative à l’ampleur des coûts d’agence liés aux « free cash-flows » (Jensen, 1986). Ces deux arguments classiques supposent que le dirigeant est un agent économique rationnel. La sensibilité des investissements aux cash-flows est dans ce cas imputable aux imperfections du marché. Heaton (2002) propose une explication alternative et originale, qui tient compte des biais de comportement des agents économiques. Son modèle démontre que le biais d’optimisme impacte positivement la sensibilité des investissements aux cash-flows1.

  • 2 La surconfiance n’est pas définie dans les dictionnaires usuels français. Sa traduction anglaise es (...)

10Le biais de surconfiance est fondamental dans l’étude du comportement des dirigeants, ainsi que de leurs décisions stratégiques et financières2. La surconfiance est un biais de jugement qui influence le processus de prise de décision et, par voie de conséquence, le résultat de cette décision. La notion de surconfiance en gestion s’appuie largement sur la définition issue des travaux en psychologie d’Oskamp (1965). Moore et Healy (2008) proposent une classification de trois manifestations de la surconfiance. Les deux premières correspondent à des évaluations autocentrées de la personne biaisée. Ainsi, ils distinguent « l’overestimation » qui est une surestimation de ses capacités et « l’overprecision » qui correspond à une surestimation de la précision de ses informations. La troisième manifestation, « l’overplacement » est une évaluation relative aux autres, où la personne biaisée se pense supérieure aux autres. Pour autant, il n’existe pas de consensus dans la littérature en gestion pour définir clairement ce biais. La surconfiance peut être définie en fonction de l'évaluation que fait la personne biaisée de ses propres compétences. Ainsi, pour Bessière (2007), le dirigeant surconfiant surestime ses aptitudes, ce qui est lié à l’overestimation. Cependant, la définition de la surconfiance peut également mettre l’accent sur les résultats attendus suite aux actions mises en œuvre par le dirigeant surconfiant. Malmendier et Tate (2005b) définissent un dirigeant surconfiant comme étant un dirigeant qui surestime systématiquement les retombées de ses choix et retours sur investissement. Leur définition renvoie à deux des manifestations de la surconfiance : la surestimation de ses capacités en tant que dirigeant, l’overestimation, mais également à la surestimation de ses informations privées, l’overprecision. Enfin, l’overprecision peut également amener à une sous-estimation des risques liés à ses choix d’investissement (Eichholtz et Yönder, 2015 ; Goel et Thakor, 2008).

  • 3 Les auteurs mettent en lumière le lien existant entre les biais d’optimisme et celui de surconfianc (...)
  • 4 Pour Bolton et al. (2008), la détermination est une manifestation de la surconfiance du dirigeant. (...)

11Des recherches récentes montrent toutefois que les décisions des dirigeants surconfiants, bien que risquées, ne sont pas nécessairement destructrices de valeur. Premièrement, ce biais de jugement implique que le dirigeant est convaincu du bien-fondé de ses décisions. Il va, dans ce cas, faire montre d’une forte implication afin de faire aboutir son projet. Ce qui peut se traduire par une augmentation des efforts réalisés pour atteindre les performances escomptées (Hilary et al., 2016)3. De plus, la clarté de ses choix peut être source de motivation pour les autres employés (Paredes, 2005). Bolton et al. (2008) indiquent également que la détermination du dirigeant peut générer une très grande implication du dirigeant et une plus forte adhésion des salariés autour des choix qu’il réalise4. Deuxièmement, la sous-estimation des risques et la surestimation de la rentabilité attendue amènent le dirigeant surconfiant à prendre des décisions rapidement, et de manière plus tranchée ce qui peut être un avantage dans les secteurs concurrentiels ou lorsque l’entreprise met en place une politique d’innovation (Galasso et Simcoe, 2011 ; Hirshleifer et al., 2012 ; Banerjee et al., 2015b). Enfin, la surconfiance est également liée au biais d’ancrage. Le dirigeant accorde plus d’importance aux informations qui confirment ses choix qu’à celles qui les infirment, ce qui implique une constance dans les politiques mises en place. Or, un projet stable dans le temps permet une meilleure organisation des agents et une diminution des coûts de coordination (Bolton et al., 2008).

12Pour les projets d’investissement, le biais du décideur fausse l’évaluation des probabilités de succès. Cette évaluation erronée impacte l’estimation des risques et de la rentabilité attendue qui sont associées au choix d’investissement. L’évaluation du résultat du projet est, dans ces conditions, souvent éloignée de la réalité lorsqu’elle est accomplie par un dirigeant biaisé. La combinaison de la sous-estimation des risques et de la surestimation des rentabilités laisse penser au dirigeant biaisé qu’il dispose de nombreuses opportunités d’investissement. Le dirigeant réalise dans ce cas des investissements qui ne sont pas suffisamment rentables. Un dirigeant surconfiant considère également que les fonds provenant des marchés financiers sont souvent injustement trop coûteux au regard des qualités de la société qu’il dirige. Le biais de surconfiance créé un décalage de perception de la valeur de l’entreprise entre le dirigeant biaisé et les investisseurs. Cette perception du jugement exprimé ou supposé du marché, particulière aux dirigeants surconfiants, augmente la sensibilité des investissements à la disponibilité de cash-flows au sein de l’entreprise. Ainsi, pour financer les projets d’investissement, l’autofinancement est nettement préféré aux financements extérieurs qui ont un coût considéré comme trop élevé (Malmendier et Tate, 2005b). Il est par conséquent possible de faire le lien entre le biais de surconfiance et la sensibilité des investissements aux cash-flows.

13Malmendier et Tate (2005b) approfondissent les travaux de Heaton (2002), et analysent l'impact de la surconfiance des dirigeants sur les choix d'investissement. Leurs différents travaux (2005b, 2005a, 2015) mettent en lumière que le biais de surconfiance des dirigeants augmente la sensibilité des investissements aux cash-flows d’une part et l’existence de surinvestissement d’autre part. Ils concluent qu’un dirigeant biaisé surestime systématiquement les retours attendus de ses choix d’investissements. Ainsi, comparativement à des investissements réalisés par des dirigeants non biaisés, les investissements des dirigeants biaisés peuvent être destructeurs de valeur pour les actionnaires (Malmendier et Tate, 2005b, 2008 ; Doukas et Petmezas, 2007 ; Campbell et al., 2011). Eichholtz et Yönder (2015) montrent ainsi que les performances des investissements réalisés par des dirigeants biaisés sont moins bonnes que celles des investissements de dirigeants non biaisés. Même si les recherches empiriques restent peu nombreuses, la littérature met en évidence le lien entre le biais de surconfiance des dirigeants et la sensibilité des investissements aux cash-flows. Ainsi, les dirigeants surconfiants ont tendance à surinvestir, ou au contraire à sous-investir, en fonction de l’importance des cash-flows disponibles (Malmendier et Tate, 2005a, 2015 ; Malmendier et al., 2011 ; Ben-David et al., 2007). Ben Mohamed et al. (2014b) confirment le lien positif existant entre le biais de surconfiance et la sensibilité des investissements aux cash-flows. De même, Eichholtz et Yönder (2015) montrent que pour ces dirigeants, une augmentation de 1 % des disponibilités génère un accroissement de 3 % à 4 % des investissements. Les études empiriques existantes semblent ainsi confirmer que le biais de surconfiance influe positivement sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. La littérature et les résultats empiriques nous permettent de formuler l’hypothèse suivante :

H1 : La surconfiance du dirigeant a une influence positive sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

1.2. L’influence des contraintes liées aux mécanismes de gouvernance

14L’analyse des décisions des dirigeants est souvent réalisée à l’aulne de la théorie de l’agence (Jensen et Meckling, 1976) et le dirigeant est considéré comme privilégiant son bénéfice privé. Les mécanismes de gouvernance visent à aligner ses intérêts sur ceux des actionnaires et à limiter ses décisions opportunistes. Lorsque le dirigeant est surconfiant, ses décisions ne relèvent pas d’un comportement opportuniste dans la mesure où il est convaincu de la justesse de ses décisions et de leur rentabilité (Paredes, 2005). Afin d’éviter des décisions destructrices de valeur, les mécanismes de gouvernance peuvent encadrer le processus de décision.

  • 5 Les auteurs utilisent l’expression « honest mistakes » (Kolasinski et Li, 2013, p 1174).

15Certaines études s’intéressent ainsi au rôle classique des mécanismes de gouvernance qui visent à contrôler les décisions du dirigeant et à limiter celles qui pourraient être destructrices de valeur, à l’instar des décisions d’un dirigeant surconfiant. L’indépendance du conseil d’administration peut notamment améliorer le contrôle du processus de décision. Une surveillance plus étroite permet de limiter le pouvoir discrétionnaire du dirigeant et donc de limiter les effets de la surconfiance. De même, l’amélioration de la qualité de l’information permet de mieux contrôler le dirigeant et de juger de la validité de ses choix. Ainsi Kolasinski et Li (2013) montrent qu’une gouvernance efficace, notamment au travers d’un conseil d’administration indépendant, permet de mieux encadrer le dirigeant surconfiant lors de décisions de fusions-acquisitions et ainsi de mitiger les effets négatifs du biais de surconfiance. Un conseil d’administration indépendant permet au dirigeant d’éviter de prendre de mauvaises décisions, de faire des « erreurs honnêtes » (Kolasinski et Li, 2013)5. Un contrôle efficace suppose également une séparation effective des rôles de décisionnaire et de surveillance (Fama et Jensen, 1983). Le choix d’avoir une structure moniste concentre les pouvoirs du dirigeant. Un tel cumul des responsabilités peut amener à un manque de contre-pouvoir qui peut accentuer la surconfiance du dirigeant (Paredes, 2005).

16D’autres études reconnaissent que la surconfiance du dirigeant peut avoir des aspects à la fois positifs et négatifs pour les actionnaires. Ces travaux portent sur les mécanismes de gouvernance qui limitent les excès du biais de surconfiance et supposent qu’il existe un optimum de surconfiance qui maximise la valeur actionnariale (Gervais et al., 2011 ; Campbell et al., 2011). Mais cela implique que les mécanismes de gouvernance doivent pouvoir détecter la surconfiance excessive du dirigeant et, le cas échéant, permettre une réaction appropriée pour en modérer les effets. L’efficacité de la gouvernance est conditionnée par la qualité de l’information (Campbell et al., 2011). La mise en place de comités d’audit ou de conseils d’administration indépendants permet également une surveillance plus forte du dirigeant. Les effets de la surconfiance du dirigeant peuvent être maîtrisés ce qui peut créer de la valeur pour les actionnaires (Banerjee et al., 2015a). Ces auteurs montrent effectivement que l’amélioration de la gouvernance suite à la mise en place des normes Sarbanes-Oxley a eu pour effet de réduire les effets de la surconfiance des dirigeants. La gouvernance peut également être exercée via des incitations financière. La politique de rémunération doit permettre d’inciter le dirigeant à prendre des décisions dans l’intérêt des actionnaires, même s’il a une aversion au risque, tout en contrôlant les effets de la surconfiance (Gervais et al., 2011). Toutefois, à l’inverse de l’objectif visé, une forte rémunération qui renvoie au dirigeant une image de réussite, peut exacerber sa surconfiance (Paredes, 2005). Par ailleurs, les incitations financières classiques telles que les stock-options ne sont pas adaptées pour modérer les effets de la surconfiance qui ne relèvent pas des conflits d’agence. Néanmoins, Gervais et al. (2011) mettent en exergue que les rémunérations, notamment dans leur composition, peuvent être ajustées afin de tenir compte de la surconfiance et de l’aversion au risque du dirigeant. Enfin, la latitude des mécanismes de gouvernance dans la nomination et la révocation du dirigeant permet également de limiter les effets de la surconfiance. Théoriquement, le choix de nommer un dirigeant surconfiant peut être délibéré afin de faire bénéficier l’entreprise des effets positifs de la surconfiance (Banerjee et al., 2015b). Cependant, les mécanismes de sélection des dirigeants s’apparentent souvent à une compétition qui valorise les managers les plus surconfiants (Goel et Thakor, 2008), ce qui augmente le biais. Si le biais de surconfiance est excessif, le conseil d’administration doit pouvoir le détecter, agir en conséquence et éventuellement le révoquer (Campbell et al., 2011).

17Cette littérature met en évidence l’impact des mécanismes de gouvernance sur la surconfiance du dirigeant dans des contextes particuliers tels que, par exemple, des opérations de fusions-acquisitions. Dans le présent travail, nous nous focalisons sur les décisions d’investissements. Dans ce contexte, le dirigeant peut être contrôlé grâce à la présence d’une gouvernance efficace. Cette dernière peut être appréhendée par la concentration du capital ou, de manière alternative, par la proportion d'administrateurs indépendants au conseil d’administration. Or, la substitution entre ces deux mécanismes est importante lorsque le capital est concentré (Desender et al., 2013), ce qui est le cas de beaucoup d’entreprises françaises notamment les entreprises familiales. Broye et al. (2018) montrent une interdépendance forte de ces mécanismes dans le cadre français. Quelques recherches empiriques mettent en avant l’effet modérateur de la gouvernance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows au travers de ces mesures alternatives de la gouvernance.

18Certains travaux suggèrent que la structure de propriété de l’entreprise, et en particulier la présence d’actionnaires de contrôle, impacte la sensibilité des investissements aux cash-flows (Pawlina et Renneboog, 2005 ; Wei et Zhang, 2008), et ce pour deux raisons principales. Premièrement, les actionnaires de contrôle ont à la fois la capacité et l’incitation à contrôler le dirigeant. En particulier, en exerçant efficacement leur rôle de surveillance, les blocs de contrôle doivent contribuer à limiter le surinvestissement opportuniste des dirigeants en cas de free cash-flows, et donc limiter la sensibilité des investissements aux cash-flows (Pawlina et Renneboog, 2005). Deuxièmement, la présence d’actionnaires de contrôle peut réduire l’asymétrie d’information à laquelle est confrontée le marché financier, et donc rendre moins coûteux l’accès au marché pour financer des projets rentables. Pawlina et Renneboog (2005) montrent ainsi que la présence d’actionnaires de contrôle institutionnels, en réduisant l’asymétrie d’information grâce à leur expertise reconnue par les marchés financiers, permet de réduire la sensibilité des investissements aux cash-flows. Si la structure de propriété influence la sensibilité des investissements aux cash-flows, nous supposons qu’elle influence également l’impact de la surconfiance des dirigeants sur cette sensibilité. De plus, l’actionnariat en France est caractérisé par un actionnariat familial important. Ce type de bloc de contrôle présente des particularités. Premièrement, il se singularise par un investissement non diversifié à long terme. Ces actionnaires contrôlent également souvent les postes les plus importants du management de l’entreprise, y compris au conseil d’administration (Anderson et Reeb, 2003). Deuxièmement, les actionnaires familiaux présentent des motivations spécifiques (Anderson et Reeb, 2003 ; Miller et al., 2007). Ils ont un horizon de long terme et ne cherchent pas une création de valeur à court terme mais une pérennisation de l’investissement familial (Hirigoyen, 2014). Ils semblent ainsi favoriser des stratégies financières plus prudentes et moins risquées. Cette moindre prise de risques est montrée par Charlier et Lambert (2013). Charlier et Boys (2011) suggèrent également que cette préférence des actionnaires familiaux se traduit par un contrôle plus important du dirigeant. Troisièmement, les blocs de contrôle familiaux ont une connaissance plus grande de l’entreprise ce qui leur permet de bien évaluer les projets des dirigeants et ainsi de remplir leur rôle de surveillance (Anderson et Reeb, 2003). Les actionnaires de contrôle familiaux peuvent par conséquent avoir un rôle disciplinaire plus important qu’un autre actionnaire de contrôle (Anderson et Reeb, 2003 ; Jensen et Meckling, 1976).

19La présence d’actionnaires de contrôle laisse présumer une gouvernance plus efficace encadrant les décisions du dirigeant pour préserver les intérêts des actionnaires en termes de création de valeur. Ainsi, les actionnaires de contrôle sont susceptibles de contraindre les choix du dirigeant, et lui interdire d’investir dans des projets non rentables pour les actionnaires. Lorsque l’actionnaire de contrôle est familial, nous nous attendons à ce que l’effet modérateur soit important. Nous formulons les deux hypothèses suivantes :

H2a : Un actionnariat concentré réduit l’impact de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

H2b : Un actionnaire de contrôle familial contraint les effets de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

  • 6 Code de gouvernement d’entreprise des sociétés cotées AFEP-MEDEF de juin 2013

20Lorsque l’actionnariat est dilué, et que les actionnaires ne peuvent exercer directement leur contrôle, celui-ci relève du conseil d’administration. Pour Fama et Jensen (1983), le rôle de surveillance et de contrôle des administrateurs est, entre autres, de limiter les décisions discrétionnaires des dirigeants. La présence d'administrateurs indépendants laisse d’ailleurs supposer un meilleur contrôle. Ainsi, l’indépendance du conseil d’administration peut limiter l'impact de la surconfiance du dirigeant sur les décisions comptables et financières qui sont contraires aux intérêts des actionnaires (Malmendier et Tate, 2005a, 2008). Pourtant les résultats empiriques sont contrastés. Brown et Sarma (2007) mettent en lumière qu’un conseil d’administration indépendant peut mitiger les effets de la surconfiance et réduit la probabilité de réalisation de fusions-acquisitions. Ahmed et Duellman (2013), quant à eux, ne montrent pas d'effet significatif d'un conseil d'administration indépendant sur le lien entre la surconfiance du dirigeant et le style de comptabilité, plus ou moins prudente, adopté par le dirigeant. Pour Kolasinski et Li (2013), un conseil d'administration efficace est un conseil de taille modérée (4 à 12 membres) dont la majorité des membres sont indépendants. Dans le contexte français, les recommandations émises dans le code AFEP-MEDEF mettent en avant le rôle du conseil d’administration et de la part d’administrateurs indépendants qui y siègent6. Ali (2013) montre également que la qualité de la gouvernance, mesurée par la qualité de l’information est, entre autres, liée à l’indépendance du conseil d’administration. Nous faisons ainsi l'hypothèse qu'un conseil d'administration indépendant permet de mieux contrôler le dirigeant et permet de s'assurer que les décisions prises le sont dans l'intérêt des actionnaires :

H2c : Une proportion plus élevée d'administrateurs indépendants au conseil d’administration réduit l’impact de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

2. Méthodologie

2.1. Échantillon

21L’échantillon utilisé est constitué à partir des sociétés non financières qui ont été cotées au SBF120 au moins une fois au cours des années 2006 à 2016. Ce panel n’est pas cylindré car, au cours de cette période, certaines sociétés ont cessé d’exister et d’autres ont été créées. En cas de changement de dirigeant en cours d’exercice, le dirigeant ayant eu la plus longue période de direction cette année-là est retenu.

  • 7 Site Internet de l’AMF : http://www.amf-france.org/
  • 8 Article L. 621-18-2 du code monétaire et financier, article 19 du règlement (UE) n° 596/2014 du 16 (...)

22Les données concernant les opérations réalisées par le dirigeant sur les titres de l’entreprise ont été collectées manuellement sur le site Internet de l’Autorité des Marchés Financiers7. Lorsqu’un dirigeant, l’un de ses proches ou une société à laquelle il est lié, réalise une opération sur les titres de la société qu’il dirige, il a l’obligation de déclarer l’opération à l’AMF, qui met ces déclarations à la disposition du public8. Nous avons identifié 13 150 déclarations pour les sociétés retenues durant la période d’observation. Ces déclarations correspondent à des opérations sur les titres de la société, à des exercices de stock-options ou à des franchissements de seuils. Parmi celles-ci, nous avons filtré les déclarations d’opérations réalisées par le dirigeant et ses proches sur les titres de la société, ce qui correspond à 2 899 opérations. Puis nous avons retenu celles des dirigeants à savoir, 2 304 opérations.

23Les informations financières des sociétés ont été collectées dans la base de données Bloomberg. Les observations pour lesquelles des données sont manquantes ont été supprimées de l’échantillon. L’échantillon final comprend 1 553 observations société-année et concerne 159 sociétés et 303 dirigeants.

2.2. Description du modèle et des variables

2.2.1. Modèle

24Une adaptation du modèle classique d’analyse des investissements, le « Q-investment model », est proposée pour répondre aux différentes hypothèses. Les variables liées à la surconfiance et au mandat du dirigeant sont intégrées à ce modèle.

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25Pour répondre aux hypothèses H2a, H2b et H2c, la variable de contrainte testée et sa variable d’interaction sont ajoutées au modèle :

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26Le tableau 1 présente les différentes variables du modèle ainsi que leur mode de calcul.

Tableau 1. Variables utilisées

Variable dépendante

INV

La variable est mesurée par la rapport : CAPEX/PPEn-1

Le Capex (Capital expenditures) est composé des décaissements liés aux investissements sur les immobilisations corporelles et incorporelles. Il correspond aux dépenses d’investissement standardisées par les immobilisations corporelles en début d’année fiscale (donc à la fin de l’exercice précédent).

Les immobilisations corporelles correspondent à la variable anglo-saxonne PPE (Property, Plant And Equipment) qui se rapporte aux actifs tangibles nets.

Variables d’intérêt

SURCONF

Mesure de la surconfiance du dirigeant. Cette variable prend deux modalités :

NB : la variable est codée « 1 » si le dirigeant est acheteur net sur la période d'observation (plus de titres achetés que vendus) sinon « 0 »

B : la variable est codée « 1 » si le dirigeant est acheteur sur la période d'observation (s’il réalise des achats de titres) sinon « 0 »

CF

Les cash-flows sont mesurés par le bénéfice avant éléments exceptionnels auquel sont ajoutées les dépréciations. Ce montant est standardisé par le total des PPE au début de l’année fiscale.

CONT

La contrainte testée change pour chaque hypothèse :

H2a : la contrainte concerne la concentration du capital (concentré versus dilué). La contrainte est mesurée par le pourcentage de droits de vote détenus par le principal actionnaire et l’actionnariat est concentré à partir de 20 %.

H2b : la contrainte est liée à la comparaison entre un capital concentré et familial (concentré familial versus dilué).

H2c : la contrainte de l’indépendance du conseil d’administration est testée (conseil indépendant versus conseil non indépendant). Nous déterminons la contrainte en fonction de la médiane du pourcentage d’administrateurs indépendants qui est de 46,15 % dans notre échantillon. Ce seuil nous semble pertinent dans la mesure où il correspond aux préconisations du code de gouvernement d’entreprise des sociétés cotées (Code AFEP-MEDEF 2013).

Dans les trois hypothèses, la variable testée est codée « 1 » si la contrainte est forte sinon « 0 ».

Variables d’interactions

CFit- 1*SURCONFi

Variable d’interaction entre la variable CF et la variable SURCONF qui prend les deux modalités NB et B

CFit- 1*SURCONFi* CONTi

Variable d’interaction entre les variables CF, SURCONF et CONT.

La surconfiance prend les deux modalités NB et B.

La contrainte varie selon l’hypothèse testée H2a, H2b ou H2c.

Variables de contrôle

Q

Q de Tobin est mesuré par le ratio : (Valeur de marché des actifs / valeur comptable des actifs).

MANDAT

La durée du mandat calculée par : LN(1+ANCIENNETE)

TAILLE

La taille de l’entreprise mesurée par : log(ACTIFS

CFit-1*CONT_FI

La variable qui mesure la contrainte financière des entreprises est une variable d’interaction entre les CF et la contrainte financière.

Celle-ci est mesurée par le ratio : DIVIDENDESit / CAPITALi

Ce ratio est utilisé par Kaplan et Zingales (1997) comme mesure alternative de la contrainte financière par rapport à leur indice.

2.2.2. Variable dépendante

27La variable à expliquer est INVit correspond aux dépenses d’investissement ou « Capex ». Cette mesure est utilisée par Malmendier et Tate (2005b).

2.2.3. Variables d’intérêt

28La surconfiance : SURCONF

29La surconfiance est un biais cognitif qui est délicat à mesurer directement. Des proxies observables de la surconfiance des dirigeants doivent être utilisés. Malmendier et Tate (2005b) ont été les premiers à opérationnaliser les outils de mesure de ce biais. Pour déterminer si un dirigeant est surconfiant ou non, il est possible d’analyser les choix qu’il réalise pour son propre portefeuille d’actions. En effet, un agent économique rationnel va chercher à diversifier son risque quant un agent surconfiant va, entre autres, sous-estimer le risque lié à ses décisions, qu’il s’agisse de son portefeuille personnel ou des investissements réalisés par la société. La mesure « Net Buyer » consiste à analyser les opérations du dirigeant sur les titres de sa société. L’achat d’actions de la société rend théoriquement le portefeuille du dirigeant moins diversifié. Ainsi, un dirigeant qui choisit de se surexposer personnellement au risque spécifique de sa société, en étant Net Buyer, laisse supposer qu’il surestime la rentabilité à attendre de la société (Eichholtz et Yönder, 2015). Sur une période, un dirigeant peut être acheteur net de titres de sa société, c’est-à-dire acheter plus de titres qu’il n’en vend. À l’inverse, il peut être vendeur net ou peut ne réaliser aucune opération. L’analyse du comportement du dirigeant permet donc de le qualifier de surconfiant ou non.

30La surconfiance a été appréhendée par deux variables alternatives. Ces mesures sont basées sur les transactions réalisées sur les titres de la société par le dirigeant à titre personnel, hors exercice des stocks options.

31NB : Net Buyer : Le dirigeant est considéré comme surconfiant s’il acquiert plus de titres qu’il n’en vend sur l’ensemble de la période. Le fait de caractériser le dirigeant pour l’ensemble de la période d’observation est cohérent avec le fait que la surconfiance est un biais cognitif stable dans le temps.

32B : Buyer : Le dirigeant est qualifié de surconfiant s’il acquiert des titres de la société. Pour cette mesure, les ventes des titres ne sont pas prises en compte. En effet, Kolasinski et Li (2013) mettent en avant que l’acte de vente ne contient pas d’information concernant la surconfiance dans la mesure où les motifs de vente peuvent être divers.

33Cash-Flow : CF

34Les prédictions théoriques supposent un lien positif et significatif entre les variables Inv et CF (Hu et Liu, 2015 ; Malmendier et Tate, 2005b, 2005a).

35Contrainte : CONT

36Pour tester l’hypothèse H2a, nous utilisons une contrainte de gouvernance liée à la propriété du capital. Lorsqu’il existe un bloc de contrôle dans une société, la contrainte exercée sur le dirigeant est plus forte. En l’absence d’actionnaire de contrôle, la contrainte est faible.

37Nous examinons également les cas plus spécifiques où l’actionnaire de contrôle est familial pour tester l’hypothèse H2b. Pour ce test, ne sont pas prises en compte les sociétés dont l’actionnaire de contrôle n’est pas familial. Les informations manquantes pour certaines entreprises quant au caractère familial de l’actionnaire de contrôle réduisent nos observations à 1 265.

  • 9 Code AFEP-MEDEF de juin 2013

38Enfin, la contrainte liée à l'indépendance du conseil d'administration, utilisée pour l’hypothèse H2c, est mesurée au travers du pourcentage d’administrateurs indépendants du conseil. Le « code de gouvernement d’entreprise des sociétés cotées »9 préconise que la proportion minimum des administrateurs indépendants soit comprise entre un tiers et la moitié en fonction de la concentration du capital. Plus le pourcentage est élevé, plus la contrainte est forte pour le dirigeant. Le pourcentage d’actionnaires indépendants n’étant pas systématiquement disponible, nos observations sont réduites à 1 307.

39Variables d’interaction

40La variable d’interaction (CFit- 1*SURCONFi) est introduite dans le modèle pour estimer l’impact de la variable de surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

41Nous introduisons également des variables d’interaction (CFit- 1*SURCONFi*CONTi) pour tester l’impact de la gouvernance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Les valeurs prises par la contrainte dépendent du mécanisme testé.

42Variables de contrôle

43Les variables de contrôle utilisées dans le modèle sont les variables traditionnellement utilisées dans les différents travaux de recherche sur la surconfiance et sur les choix d’investissement.

44Les opportunités d’investissement : le ratio Q de Tobin

45Le ratio Q de Tobin (1969) est une mesure des opportunités d’investissement. Un ratio supérieur à un signifie que le dirigeant doit investir dans la mesure où les opportunités de croissance de l’entreprise sont importantes. Erickson et Whited (2000) créent un modèle original pour mettre en lumière les déterminants de l’investissement et montrent que l’investissement dépend directement du Q de Tobin. Cette variable devrait impacter positivement la variable INV.

46La durée du mandat du dirigeant

47Un dirigeant ayant un mandat long dans une entreprise a parfois une employabilité plus faible. Il devient dans ce cas plus prudent, une grave défaillance de sa part pouvant avoir des conséquences personnelles lourdes. De même, un dirigeant en poste depuis longtemps n’a plus à « faire ses preuves », il est souvent moins enclin à prendre des risques et fera probablement des choix d’investissement plus raisonnés qu’un dirigeant fraîchement nommé (Graham et al., 2013 ; Hu et Liu, 2015). La variable MANDAT devrait donc avoir un impact négatif sur les investissements.

48La taille de l’entreprise

49Dans les grandes entreprises, il existe une liberté managériale qui permet de différer plus facilement certains investissements que dans les petites entreprises. Les entreprises les plus importantes peuvent réaliser une gestion plus fine de leurs investissements dans le temps. Kadapakkam et al. (1998) confirment que la taille peut influer sur les investissements réalisés. Ainsi, un impact négatif de la variable TAILLE sur les investissements est attendu.

50La contrainte financière

51Une dernière variable d’interaction (CFit-1*CONT_FI) est introduite pour contrôler l’impact de la contrainte financière sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Nous nous attendons à ce que la contrainte financière modère l’impact de la sensibilité des investissements aux cash-flows.

52Les effets fixes

53Pour contrôler les effets fixes, il a été introduit dans le modèle un effet fixe par industrie et un effet fixe par année (dummies). Le code industrie est basé sur le code ICB (Industry Classification Benchmark) qui classifie les entreprises en dix grands secteurs d’activité.

3. Résultats et discussion

3.1. Statistiques descriptives

  • 10 Tous les tableaux de résultats ont été réalisés avec le package R Stargazer. Hlavac, Marek (2018). (...)

54Le Tableau 2 présente les statistiques descriptives de notre échantillon. Pour ne pas donner trop de poids aux valeurs extrêmes, les variables PPE, CF, ACTIFS et Q ont été winsorisées à 1 %10.

Tableau 2. Statistiques descriptives

INVESTISSEMENT = CAPEX/PPE ; NB = 1 si le dirigeant est acheteur net sur la période d'observation sinon 0 ; B = 1 si le dirigeant est acheteur sur la période d'observation sinon 0 ; CAPEX = décaissements liés aux investissements en immobilisations corporelles et incorporelles en millions d'euros ; PPE (PROPERTY, PLANT, EQUIPMENTS) = immobilisations corporelles en millions d'euros ; CF (CASH-FLOWS) = (bénéfice avant éléments exceptionnels + dépréciations) les CF sont normalisés par les PPEn-1 ; Q (Q de Tobin) = Valeur de marché des actifs / Valeur comptable des actifs ; TAILLE = log(ACTIFS) ; ANCIENNETÉ = nombre d'années d'ancienneté du dirigeant ; MANDAT = LN(1+ANCIENNETÉ).

Les variables CAPEX, PPE, CF, Q et ACTIFS correspondent aux exercices n-1 pour être antérieures à la décision d'investissement.

Statistiques

N

Mean

St. Dev.

Min

Max

INVESTISSEMENT

1 553

0,320

0,399

0,017

2,923

NB

1 553

0,284

0,451

0

1

B

1 553

0,451

0,498

0

1

CAPEX_millions €

1 553

715

1 954

0

22 656

ACTIFS_millions €

1 553

15 524

31 212

8

278 941

PPE_ millions €

1 553

4 516

13 020

0

130 314

CF

1 553

0,334

4,868

-109,683

16,272

Q

1 553

1,601

1,380

0,617

21,975

TAILLE (log)

1 553

8,304

1,801

2,079

12,539

ANCIENNETÉ_années

1 553

8

8

0

47

MANDAT (ln)

1 553

1,806

0,926

0

3,871

55Nous observons que 28 % à 45 % des dirigeants de l’échantillon sont qualifiés de surconfiants, respectivement avec les mesures NB et B. La proportion de dirigeants surconfiants est comparable à celle trouvée par Doukas et Petmezas (2007) soit 27 %, ainsi qu'à celle observée par Malmendier et Tate (2015) soit 40 % de dirigeants biaisés.

56La corrélation entre les mesures NB et B est de 0.5. Cette corrélation forte est significative au seuil de 1 %. Ainsi, les deux variables paraissent capter le même phénomène.

57Les variables PPE, CF, et Q montrent une réelle disparité entre les entreprises de l’échantillon. Certaines entreprises ont ainsi des PPE extrêmement faibles. Ce sont des sociétés dont l’activité nécessite principalement des investissements immatériels. De même, les actifs des entreprises sont extrêmement dispersés, passant de 8 millions à 278 941 millions d’euros. Cette disparité rend compte de la diversité des sociétés observées. L’échantillon comprend des sociétés de services informatiques dont les actifs peuvent être limités, comme des sociétés industrielles dont les actifs sont souvent plus conséquents. Enfin, les anciennetés des dirigeants sont très étendues. Certains dirigeants ont réalisé l’ensemble de leur carrière dans la même entreprise, d’autres ont été fraîchement nommés à la fin de la période d’observation ou ne sont pas restés en poste (durée nulle). La durée moyenne des anciennetés est de 8 ans ce qui met en lumière un certain renouvellement parmi les dirigeants de l’échantillon.

3.2. Analyse de l’impact de la surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows

  • 11 Pour l’ensemble des régressions présentées dans les tableaux 3 et 4, nous n’observons pas de problè (...)

58Le Tableau 3 expose les résultats relatifs à l’impact du biais de surconfiance sur le lien entre les investissements et les cash-flows11. La régression (1) ne tient pas compte de l’impact d’un éventuel biais de surconfiance des dirigeants. Les régressions (1′) et (1′′) introduisent respectivement les variables de surconfiance NB et B. Les régressions (2) et (3) intègrent les variables d’interaction correspondantes aux variables de surconfiance NB et B.

Tableau 3. Surconfiance des dirigeants et sensibilité des investissements aux cash-flows

La variable expliquée est INVESTISSEMENT = CAPEX/PPE ; CF (CASH-FLOWS) = (bénéfice avant éléments exceptionnels + dépréciations) les CF sont normalisés par les PPEn-1 ; NB = 1 si le dirigeant est acheteur net sur la période d'observation sinon 0 ; CF*NB = variable d’interaction entre les CF et la surconfiance ; B = 1 si le dirigeant est acheteur sur la période d'observation sinon 0 ; CF*B = variable d’interaction entre les CF et la surconfiance ; Q (Q de Tobin) = Valeur de marché des actifs / Valeur comptable des actifs ; MANDAT = LN(1+ANCIENNETÉ) ; TAILLE = log(ACTIFS) ; CF*CONT_FI = variable d’interaction du CF et du ratio DIVIDENDES/ CAPITAL qui mesure la contrainte financière des entreprises

Variable dépendante

INVESTISSEMENT

(1)

(1′)

(1′′)

(2)

(3)

CF

0,045***

0,044***

0,045***

0,012

0,006

(0,008)

(0,008)

(0,008)

(0,009)

(0,009)

NB

0,035

-0,062

(0,043)

(0,043)

CF*NB

0,138***

(0,017)

B

0,006

-0,081**

(0,039)

(0,040)

CF*B

0,113***

(0,015)

Q

0,199***

0,201***

0,199***

0,198***

0,178***

(0,022)

(0,022)

(0,022)

(0,022)

(0,022)

MANDAT

0,038*

0,038*

0,038*

0,032

0,031

(0,021)

(0,021)

(0,021)

(0,020)

(0,020)

TAILLE

-0,057***

-0,056***

-0,057***

-0,051***

-0,051***

(0,012)

(0,012)

(0,012)

(0,012)

(0,012)

CF* CONT_FI

-0,053***

-0,052***

-0,053***

-0,021**

-0,017*

(0,009)

(0,009)

(0,009)

(0,010)

(0,010)

ANNEE

OUI

OUI

OUI

OUI

OUI

ICB

OUI

OUI

OUI

OUI

OUI

Observations

1 553

1 553

1 553

1553

1553

R2 Ajusté

0,14

0,139

0,139

0,175

0,170

Note :

*p<0,1 ; **p<0,05 ; ***p<0,01

59Les modèles (1′) et (1′′) ne mettent pas en évidence de lien significatif entre la surconfiance et les investissements. La surconfiance des dirigeants n’impacte donc pas directement les choix d’investissement. Toutefois, conformément à nos attentes, les deux variables d’interaction entre la surconfiance et les cash-flows sont positives et significatives au seuil de 1 % - dans les régressions (2) et (3). Ainsi, lorsque le dirigeant est surconfiant, l’impact des cash-flows sur les investissements est plus important. De plus, en introduisant ces variables d’interaction, le pouvoir explicatif des modèles (2) et (3), mesuré par le R² ajusté, s’améliore. Ces résultats confirment qu’il existe un impact positif et significatif de la surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Nous validons ainsi l’hypothèse 1, en cohérence avec les résultats observés dans le contexte anglo-saxon.

  • 12 Nous avons également utilisé les logarithmes de la capitalisation boursière pour mesurer la taille (...)
  • 13 Nous avons utilisé comme mesures alternativesde la contrainte financière, le ratio d’endettement ai (...)

60Conformément aux prédictions théoriques, dans les cinq régressions présentées dans le Tableau 3, la variable Q est positive et significative au seuil de 1 %. Les opportunités d’investissement ont donc un impact significatif sur les investissements. De même, l’impact de la taille de l’entreprise est négatif et significatif au seuil de 1 %12. Les investissements diminuent lorsque la taille de l’entreprise augmente. La variable d’interaction (CF*CONT_FI) qui contrôle la contrainte financière est négative et significative, ce qui est également conforme aux prédictions théoriques. Cela indique que l’existence d’une contrainte financière diminue la sensibilité des investissements aux cash-flows13. En revanche, la variable MANDAT n’est pas significative dans les modèles (2) et (3) ce qui est contraire à nos attentes.

3.3. L’influence des contraintes liées aux mécanismes de gouvernance

3.3.1. L’influence de la contrainte liée à la concentration de l’actionnariat 

61Pour tester l’hypothèse 2a, nous avons utilisé une contrainte liée au pourcentage de droits de vote détenus par le principal actionnaire. Lorsque l'actionnaire majoritaire dispose de moins de 20 %, l'actionnariat est dilué et la contrainte sur le dirigeant est faible, dans le cas contraire, l'entreprise est contrôlée, l'actionnariat est concentré et la contrainte est forte. Dans notre échantillon, 63 % des sociétés ont un actionnariat concentré. La moyenne des titres détenus par le principal actionnaire est de 31,42 % et la médiane est de 27,53 %. Ces statistiques sont représentatives des entreprises françaises qui sont, entre autres, caractérisées par un actionnariat concentré. Les résultats sont présentés dans les régressions (4) et (5) du Tableau 4.

Tableau 4. Surconfiance des dirigeants et sensibilité des investissements aux cash-flows avec contraintes liées aux mécanismes de gouvernance

La variable expliquée est INVESTISSEMENT = CAPEX/PPE ; CF (CASH-FLOWS) = (bénéfice avant éléments exceptionnels + dépréciations) les CF sont normalisés par les PPEn-1 ; CONT (CONTRAINTE) = 1 si la contrainte est forte sinon 0, la première contrainte concerne la concentration du capital (concentré versus dilué), puis la concentration du capital familial (concentré familial versus dilué) et enfin l’indépendance du conseil d’administration (conseil indépendant versus conseil non indépendant) ; NB = 1 si le dirigeant est acheteur net sur la période d'observation sinon 0 ; CF*NB = variable d’interaction entre les CF et la surconfiance ; CF*NB*CONT = variable d’interaction entre les CF, la surconfiance et la contrainte testée ; B = 1 si le dirigeant est acheteur sur la période d'observation sinon 0 ; CF*B = variable d’interaction entre les CF et la surconfiance ; CF*B*CONT = variable d’interaction entre les CF, la surconfiance et la contrainte testée ; Q (Q de Tobin) = Valeur de marché des actifs / Valeur comptable des actifs ; MANDAT = LN(1+ANCIENNETÉ) ; TAILLE = log(ACTIFS) ; CF*CONT_FI = variable d’interaction du CF et du ratio DIVIDENDES/ CAPITAL qui mesure la contrainte financière des entreprises

Variable dépendante

INVESTISSEMENT

Contrainte concentration de l’actionnariat

Concentré vs Dilué

Contrainte concentration de l’actionnariat

Familial vs Dilué

Contrainte administrateurs indépendants

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

CF

-0,003

-0,005

-0,006

-0,006

-0,014*

-0,019**

(0,006)

(0,006)

(0,006)

(0,006)

(0,008)

(0,008)

CONT

-0,044

-0,024

-0,072*

-0,042

0,007

-0,011

(0,032)

(0,032)

(0,038)

(0,039)

(0,028)

(0,031)

NB

-0,026

0,007

-0,081**

(0,029)

(0,035)

(0,036)

CF*NB

0,221**

0,222**

0,204**

(0,088)

(0,086)

(0,096)

CF*NB*CONT

-0,240***

-0,213**

-0,082

(0,091)

(0,089)

(0,099)

B

-0,066**

-0,052

-0,099***

(0,028)

(0,032)

(0,035)

CF*B

0,218***

0,220***

0,155**

(0,080)

(0,079)

(0,069)

CF*B*CONT

-0,196**

-0,221***

0,023

(0,081)

(0,081)

(0,075)

Q

0,255***

0,237***

0,268***

0,261***

0,183***

0,161**

(0,054)

(0,055)

(0,056)

(0,059)

(0,062)

(0,069)

MANDAT

0,024

0,028

0,030

0,032

0,040*

0,046**

(0,018)

(0,018)

(0,021)

(0,022)

(0,021)

(0,021)

TAILLE

-0,049***

-0,050***

-0,054***

-0,056***

-0,046***

-0,048***

(0,011)

(0,012)

(0,014)

(0,015)

(0,011)

(0,012)

CF* CONT_FI

-0,001

-0,015

-0,055**

-0,065**

-0,037

-0,092**

(0,045)

(0,051)

(0,027)

(0,029)

(0,035)

(0,039)

ANNEE

OUI

OUI

OUI

OUI

OUI

OUI

ICB

OUI

OUI

OUI

OUI

OUI

OUI

Observations

1 547

1 547

1 265

1 265

1 307

1 307

R2 Ajusté

0,205

0,209

0,227

0,233

0,189

0,188

Note :

*p<0 1 ; **p<0 05 ; ***p<0 01

62Conformément à nos attentes, plus l’actionnariat est concentré, plus la contrainte sur le dirigeant est importante. Les variables d’interaction (CF*NB*CONT) et (CF*B*CONT) sont négatives et significatives. Nos résultats montrent que la concentration du capital a un effet modérateur sur l’impact de la surconfiance. Ils mettent en évidence un effet disciplinaire lié à la présence d'un bloc de contrôle et permettent de valider l’hypothèse 2a. Un actionnariat concentré réduit l’impact de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

63Nos résultats montrent également que la surconfiance augmente la sensibilité des investissements aux cash-flows. Les variables d’interactions (CF*NB) et (CF*B) sont positives et significatives. Ces résultats sont cohérents avec les prédictions théoriques et avec les résultats présentés dans le Tableau 3. Enfin, nous observons que les différents résultats liés aux variables de contrôle sont similaires à ceux présentés pour le Tableau 3, à l'exception toutefois de la variable (CF*CONT_FI) qui n’est plus significative.

3.3.2. L’influence de l’actionnariat concentré familial

64Nous proposons d’analyser l’influence des blocs de contrôle de type familial sur l’effet de la surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Parmi l’ensemble des sociétés contrôlées de notre échantillon, 71 % le sont par des familles. En moyenne, ces familles détiennent 44,66 % des droits de vote, la médiane étant à 42,98 %. Ces statistiques mettent en lumière une participation au capital plus importante lorsque l’actionnaire de contrôle est de type familial. Ainsi, les sociétés de notre échantillon présentent les caractéristiques attendues des sociétés françaises : l’actionnariat est concentré et il existe une forte représentation des sociétés familiales.

65Les résultats sont présentés dans les colonnes (6) et (7) du Tableau 4. Ils confirment l’effet modérateur d’un bloc de contrôle familial sur les effets de la surconfiance. En effet, les coefficients des variables d’interaction (CF*NB*CONT) et (CF*B*CONT) sont négatifs et significatifs. Ces résultats nous permettent de valider l’hypothèse 2b. Les actionnaires de contrôle de type familial exercent ainsi un contrôle qui limite les effets de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

66Les effets modérateurs de la présence d’un actionnaire de contrôle mesurés dans les régressions (4), (5), (6) et (7) montrent des tendances légèrement plus marquées si l’actionnaire de contrôle est de type familial. Dans la régression (6) la variable CONT est négative et significative. La variable d’interaction (CF*B*CONT) gagne en significativité dans la régression (7). Néanmoins, la variable d’interaction (CF*NB*CONT) perd en significativité dans la régression (6). Enfin, le pouvoir explicatif du modèle qui tient compte de l’actionnariat de contrôle familial - régressions (6) et (7) - est plus important que celui qui tient compte de tous les actionnaires de contrôle - régressions (4) et (5). Il semble ainsi que les actionnaires familiaux ont un rôle disciplinaire un peu plus important que les autres actionnaires de contrôle. Cette implication peut être liée aux motivations caractéristiques de ce type d’actionnariat. En effet, le contrôle du dirigeant est d’autant plus important que la famille a une bonne connaissance de la société et peut donc pleinement jouer son rôle de modérateur (Anderson et Reeb, 2003). De plus, l’objectif de pérennité des entreprises familiales peut conduire à une gestion plus prudente en termes d’investissement (Demsetz et Lehn, 1985).

67Les variables d’interaction (CF*NB) et (CF*NB) ainsi que les variables de contrôle, du modèle qui teste l’actionnariat familial - régressions (6) et (7) - présentent des résultats similaires à ceux du modèle précédent - régressions (4) et (5), à l’exception des variables qui contrôlent la contrainte financière. Cette variable d’interaction est négative et significative dans les régressions (6) et (7), ce qui est cohérent avec les prédictions théoriques.

3.3.3. L’influence de la contrainte liée à l’indépendance des administrateurs

68Pour tester l’hypothèse 2c, nous considérons la proportion d'administrateurs indépendants au conseil d'administration. Si cette proportion est supérieure à la médiane, la contrainte sur le dirigeant est forte. Au contraire, la contrainte est faible lorsque le pourcentage est inférieur à la médiane. La médiane calculée sur l’échantillon est de 46,15 % et la moyenne est de 40,37 % d’administrateurs indépendants.

69Les résultats sont présentés dans les régressions (8) et (9) du Tableau 4.

70Contrairement à nos attentes, une proportion d’administrateurs indépendants importante ne limite pas les effets de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. En effet, les variables d’interaction (CF*NB*CONT) et (CF*B*CONT) sont non significatives. Nos résultats ne nous permettent donc pas de valider l’hypothèse 2c.

71Nos différents résultats mettent en exergue le rôle prépondérant de l’actionnaire de contrôle et de l’actionnaire familial dans le contrôle du dirigeant. Le conseil d’administration semble ainsi moins discipliner le dirigeant. Ce résultat peut être expliqué par le contexte français de l’étude. Le contrôle qui est exercé directement par les familles peut rendre le rôle du conseil d’administration moins prégnant comme suggéré par Broye et al. (2017).

72Comme dans les régressions présentées précédemment, les variables d’interaction (CF*NB) et (CF*NB) sont positives et significatives. La surconfiance influe donc positivement sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Nous observons également que les différents résultats liés aux variables de contrôle sont similaires à ceux présentés dans les régressions précédentes, à l'exception toutefois de la variable MANDAT qui est positive est significative et de la variable d’interaction (CF*CONT_FI) qui est négative et significative dans la régression (9).

3.4. Tests de robustesse

73Nous avons réalisé différents tests de robustesse pour affiner nos analyses précédentes.

3.4.1. La mesure de la surconfiance

74Notre mesure de la surconfiance est basée sur l’hypothèse qu’un dirigeant achète des titres de sa société parce qu’il est surconfiant et qu’il ne cherche pas à diversifier les risques de son portefeuille. Toutefois, il est possible que la mesure utilisée ne soit pas pertinente pour l’ensemble des dirigeants. En effet, l'information liée à l'acquisition de titres supplémentaires ne correspond pas nécessairement à l'expression du biais de surconfiance. D’une part, d’autres motivations liées à des problématiques de contrôle peuvent expliquer les achats de titres par le dirigeant. D’autre part, lorsque le dirigeant est l’actionnaire majoritaire, l’acquisition de titres supplémentaires est peu significative au regard du portefeuille déjà détenu. Dans ce cas, la surconfiance du dirigeant ne s'exprime pas nécessairement au travers de l'acquisition de titres. Ainsi, nous avons renforcé la contrainte sur la qualification des dirigeants comme étant surconfiants. Nous avons utilisé deux mesures alternatives de la surconfiance. Elles se basent sur l’augmentation des droits de vote acquis par le dirigeant en pourcentage des titres détenus. Nous avons ainsi calculé le rapport entre les achats nets en nombre de titres et le nombre de titres déjà détenus par le dirigeant.

75Pour la première mesure, nous réalisons un classement, par année, des pourcentages d’augmentation des titres détenus par chaque dirigeant. Sont qualifiés de surconfiants les dirigeants qui font partie du quintile supérieur. Les résultats obtenus confirment l’effet modérateur de l’actionnaire de contrôle, qu’il soit familial ou non. En effet, les coefficients des différentes variables d’interaction (CF*SURCONF*CONT) sont négatifs et significatifs. Toutefois, contrairement à nos résultats initiaux et à nos attentes, l’indépendance des administrateurs semble augmenter l’impact de la surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Les décisions du dirigeant semblent être validées par le conseil d’administration. Pour le deuxième test, nous avons qualifié de surconfiants les dirigeants dont les achats de l’année augmentent leur propre participation au capital de 10 % ou plus. Le pourcentage de dirigeants surconfiants est en moyenne de 8,9 %. Les résultats obtenus confirment également ces résultats.

3.4.2. La contrainte liée à la structure de propriété

76Nous avons utilisé dans ce travail un seuil de 20 % pour examiner la concentration de la propriété. De façon alternative, nous avons réalisé un premier test de robustesse en utilisant comme seuil la médiane de la concentration de l’actionnariat, qui s’élève à 27,08 %. Les résultats obtenus sont inchangés et confirment que la surconfiance du dirigeant impacte plus fortement la sensibilité des investissements aux cash-flows pour les entreprises dont l'actionnariat est dilué par rapport à celles dont l'actionnariat est plus concentré et qui exerce un rôle disciplinaire. Un deuxième test a été mené en utilisant une médiane annuelle. Ce test confirme également que la concentration de l'actionnariat peut limiter les effets de la surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows.

77Ces différents résultats mettent en exergue le rôle disciplinaire de l’actionnaire de contrôle, sans pour autant mettre en lumière un plus grand contrôle des blocs de contrôle familiaux.

3.4.3. La contrainte liée à l’indépendance des administrateurs

78Nous avons également utilisé des seuils alternatifs concernant la contrainte liée à l'indépendance des administrateurs. Un premier test a été réalisé en utilisant le seuil de contrainte de un tiers. Ce seuil correspond à la proportion minimum d'administrateurs indépendants recommandée par le code AFEP-MEDEF pour les sociétés dont l'actionnariat est concentré. Un deuxième test a été réalisé en utilisant le seuil de 50 % qui correspond aux préconisations du code AFEP-MEDEF pour les sociétés dont l'actionnariat est dilué.

79Dans les deux cas, les résultats obtenus sont similaires avec nos premiers résultats, les différentes variables d’interaction étant non significatives. Ainsi, une proportion importante d'administrateurs indépendants au sein du conseil d'administration ne limiterait pas les effets de la surconfiance du dirigeant sur le lien entre les investissements et les cash-flows. Cela conforte l’idée que la surveillance des dirigeants est principalement effectuée par les actionnaires de contrôle.

4. Discussion

80Une littérature récente s’intéresse aux conséquences du biais de surconfiance des dirigeants. En étudiant les effets de ce biais sur la sensibilité des investissements aux cash-flows nous nous inscrivons dans ce courant de recherche. À l’instar de nombreux travaux (e.g. Malmendier et Tate, 2005b ; 2005a ; Ben Mohamed et al., 2014 ; Eichholtz et Yönder, 2015), nous mettons en lumière l’impact du bais de surconfiance du dirigeant sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Nous montrons ainsi que le biais de surconfiance amène à des décisions non rationnelles qui peuvent être destructrices de valeur pour les actionnaires.

81En explorant les effets du biais de surconfiance des dirigeants et en s’interrogeant sur les moyens de les mitiger, la littérature met en lumière certaines limites du cadre d’analyse classique de la théorie de l’agence. Ainsi, dans ce cadre conceptuel, le dirigeant poursuit ses propres intérêts et il est nécessaire de l’inciter à agir au mieux des intérêts des actionnaires (Jensen et Meckling, 1976). Or, le biais de surconfiance amène le dirigeant à prendre des décisions qu’il juge dans l’intérêt de l’entreprise alors même qu’elles ne sont pas forcément optimales pour les actionnaires. Dès lors, les outils classiques d’encadrement des dirigeants, tels que les rémunérations incitatives, sont sans effet pour modérer les effets de la surconfiance des dirigeants. Notre étude fait ainsi écho à cette interrogation quant à l’efficacité de la gouvernance pour mitiger les effets de la surconfiance. Suivant l’intuition de Malmendier et Tate (2005), certaines recherches anglo-saxonnes montrent qu’une gouvernance efficace, mesurée par la proportion d’administrateurs indépendants, permet de modérer les effets de la surconfiance et de mieux accompagner le dirigeant dans ses décisions (Kolasinski et Li, 2013 ; Brown et Sarma, 2007). Nous montrons également qu’une gouvernance efficace permet de modérer les effets du biais. Toutefois, nos résultats se distinguent des recherches précédentes. En effet, nous ne montrons pas d’effet significatif de la proportion d’administrateurs indépendants. Par contre, nous montrons que la concentration de l’actionnariat ainsi qu’un actionnaire familial de contrôle modèrent les effets du biais. Ainsi, l’efficacité des différents mécanismes de gouvernance semblent liés au contexte d’analyse, ce qui est conforme aux conclusions de La Porta et al.( 2000).

82Enfin, une partie des travaux récents s’interrogent également sur l’opportunité de nommer un dirigeant surconfiant. En effet, les actionnaires peuvent bénéficier d’avantages liés à la surconfiance du dirigeant. Par exemple, un dirigeant surconfiant favorise les innovations (Galasso et Simcoe, 2011 ; Hirshleifer et al., 2012). De même, les dirigeants réalisent plus d’efforts pour atteindre leurs objectifs (Hilary et al., 2016 ; Pikulina et al., 2014), les rémunérations nécessaires pour les motiver sont dès lors plus faibles que celles des dirigeants non biaisés (Otto, 2014). Enfin, pour réaliser un changement de stratégie, les entreprises peuvent nommer un dirigeant surconfiant (Banerjee et al., 2015). Toutefois, afin de bénéficier de tels avantages, il est nécessaire de pouvoir limiter les effets potentiellement destructeurs de valeurs du biais de surconfiance. Ainsi, la question de l’opportunité de recruter un dirigeant biaisé peut être posée au regard de l’efficacité des mécanismes de gouvernance. Dès lors, le bénéfice attendu de la surconfiance pourrait être conditionné par la qualité de la gouvernance de l’entreprise indépendamment de la stratégie choisie. Au regard de nos résultats, une entreprise dont l’actionnariat est concentré semble plus à même de profiter des avantages de la surconfiance tout en modérant ses effets négatifs.

Conclusion

83Notre étude s'intéresse au lien entre surconfiance des dirigeants et sensibilité des investissements aux cash-flows. L’originalité de cette recherche est de tester les effets des mécanismes de gouvernance sur l’impact du biais de surconfiance sur la sensibilité des investissements aux cash-flows dans le contexte français. En effet, la littérature suggère que des mécanismes de gouvernance efficaces peuvent encadrer les effets de la surconfiance du dirigeant (Malmendier et Tate, 2005b ; Kolasinski et Li, 2013). La Porta et al. (2000) soulignent que l’analyse des mécanismes de gouvernance doit tenir compte du contexte institutionnel. Les études empiriques réalisées jusqu’alors portent majoritairement sur des échantillons anglo-saxons. Or, le contexte français est très différent et est caractérisé par une forte concentration de l’actionnariat, par un actionnariat familial important et par un faible niveau de protection des actionnaires. Dans les entreprises françaises, la présence d’un actionnaire de contrôle et l’indépendance des administrateurs sont ainsi des mécanismes de contrôle très imbriqués et substituables (Desender et al., 2013).

84En dehors de toute contrainte, nos résultats concernant l’impact du biais de surconfiance des dirigeants sur les politiques d’investissement sont cohérents avec les résultats anglo-saxons. Ainsi, les travaux de Malmendier et Tate (2005b ; 2005a) montrent un effet positif et significatif de la surconfiance des dirigeants sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. Les résultats obtenus par Ben Mohamed et al. (2014) et par Eichholtz et Yönder (2015) arrivent aux mêmes conclusions. Nos résultats mettent également en évidence que la présence d’un actionnariat concentré peut limiter l’impact de la surconfiance des dirigeants sur la sensibilité des investissements aux cash-flows. De même, un actionnaire de contrôle familial encadre le dirigeant surconfiant et modère les effets de la surconfiance. Toutefois, les tests effectués mettent en lumière que la proportion d’administrateurs indépendants n’influe pas sur la surconfiance des dirigeants. Parmi ces différents mécanismes de gouvernance, nos résultats mettent ainsi en exergue le rôle prééminent des blocs de contrôle dans l’encadrement du dirigeant surconfiant.

85Une limite importante de ce travail tient à l’utilisation de la mesure de la surconfiance. Notre mesure est basée sur l’acquisition de titres de la société par le dirigeant. Or, un certain nombre de dirigeants de notre échantillon détiennent la majorité des titres de la société qu’ils dirigent. Il est ainsi possible de s’interroger sur l’opportunité, pour un dirigeant surconfiant qui est d’ores et déjà l’actionnaire de contrôle, d’acheter quelques titres supplémentaires. De ce fait, le comportement surconfiant des dirigeants est peut-être sous-estimé dans notre échantillon. Il est également possible que les transactions réalisées sur les titres visent uniquement à conserver le contrôle de la société. Enfin, à notre connaissance, les seuls travaux empiriques existants qui utilisent la mesure NB sont basés sur les échantillons américains. Il est donc délicat de valider la pertinence de cette mesure. Ainsi, il serait sans doute intéressant de compléter la mesure du biais de surconfiance par des mesures alternatives. D’autres outils de mesure sont proposés dans la littérature. Malmendier et al. (2011) proposent une mesure basée sur les portraits des dirigeants dans la presse. Ben-David et al. (2013) et Libby et Rennekamp (2012) réalisent, quant à eux, des mesures basées sur l’administration de questionnaires. Enfin Dittrich et al. (2005) réalisent des expérimentations pour mesurer le biais de surconfiance. Des travaux futurs seraient nécessaires pour réaliser des mesures alternatives plus adaptées aux dirigeants français.

86Cette étude originale contribue à mettre en évidence le rôle d’accompagnement du dirigeant par les blocs de contrôle. Les particularités liées à l’actionnariat familial français sont mises en avant dans notre étude. Le rôle des mécanismes de gouvernance étant de guider les décisions des dirigeants afin qu’elles soient créatrices de valeur pour les actionnaires, plusieurs développements nous sembleraient intéressants : d’une part, d’identifier des raisons qui expliquent la non surveillance des dirigeants par le conseil d’administration ; d’autre part d’analyser si certaines motivations des actionnaires familiaux peuvent justifier le choix délibéré de nommer un dirigeant surconfiant. Des recherches récentes mettent, par exemple, en lumière les stratégies d’innovation mises en œuvre dans des entreprises familiales pérennes (Mahmoud-Jouini et Mignon, 2010 ; Mahmoud-Jouini et Mignon, 2016). Ainsi, les interactions entre les différents mécanismes de gouvernance et leurs effets sur les dirigeants biaisés devraient faire l’objet de futurs approfondissements.

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Notes

1 La distinction entre les notions de surconfiance et d’optimisme est souvent ambigüe. Dans la littérature, ces notions, ainsi que leurs mesures, sont parfois indistinctes, ou employées l’une pour l’autre.

2 La surconfiance n’est pas définie dans les dictionnaires usuels français. Sa traduction anglaise est « overconfidence » dont la notion est reprise dans les travaux en français sous les termes de « biais de surconfiance » ou « surconfiance ». L’équivalent « excès de confiance » est parfois utilisé.

3 Les auteurs mettent en lumière le lien existant entre les biais d’optimisme et celui de surconfiance mais font une claire distinction entre les deux.

4 Pour Bolton et al. (2008), la détermination est une manifestation de la surconfiance du dirigeant. Elle induit une forte croyance en la valeur ses choix et décisions.

5 Les auteurs utilisent l’expression « honest mistakes » (Kolasinski et Li, 2013, p 1174).

6 Code de gouvernement d’entreprise des sociétés cotées AFEP-MEDEF de juin 2013

7 Site Internet de l’AMF : http://www.amf-france.org/

8 Article L. 621-18-2 du code monétaire et financier, article 19 du règlement (UE) n° 596/2014 du 16 avril 2014 et règlement délégué (UE) n° 2016/522 du 17/12/2015

9 Code AFEP-MEDEF de juin 2013

10 Tous les tableaux de résultats ont été réalisés avec le package R Stargazer. Hlavac, Marek (2018). stargazer: Well-Formatted Regression and Summary Statistics Tables. R package version 5.2.1. https://CRAN.R-project.org/package =stargazer

11 Pour l’ensemble des régressions présentées dans les tableaux 3 et 4, nous n’observons pas de problème de multicolinéarité dans la mesure où les VIF (Variance Inflation Factor) sont inférieurs à 3. De plus, les résultats et les erreurs standards présentés sont robustes aux tests d’hétéroscédasticité et d’autocorrélation.

12 Nous avons également utilisé les logarithmes de la capitalisation boursière pour mesurer la taille des sociétés de notre échantillon. Les résultats obtenus sont similaires à ceux présentés dans le Tableau 3.

13 Nous avons utilisé comme mesures alternatives de la contrainte financière, le ratio d’endettement ainsi que la variable KZ (Kaplan et Zingales, 1997). Les résultats concernant les variables d’interaction entre la surconfiance et les cash-flows sont similaires à ceux présentés dans le Tableau 3. Ces variables restent positives et significatives.

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Pour citer cet article

Référence électronique

Pauline Paquin, « Surconfiance des dirigeants et sensibilité des investissements aux cash-flows : quel est le rôle joué par les mécanismes de gouvernance ? », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], NS-8 | 2020, mis en ligne le 22 février 2020, consulté le 06 août 2020. URL : http://journals.openedition.org/fcs/4414 ; DOI : https://doi.org/10.4000/fcs.4414

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Auteur

Pauline Paquin

PRAG, EM Strasbourg, Université de Strasbourg, LaRGE (EA 2364)

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Droits d’auteur

Tous droits réservés

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