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Rémunération du conseil d’administration et du comité d’audit et gestion du résultat comptable

Caroline Talbot et Sylvie Berthelot

Résumés

Cette étude vise à déterminer si l’importance de la rémunération du conseil d’administration, et particulièrement du comité d’audit, permet de limiter l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Les données proviennent des documents officiels des années 2011 à 2013 publiés par les entreprises manufacturières canadiennes. Bien que le but de la divulgation de ces sommes soit d’améliorer la transparence entre l’entreprise et l’actionnaire, les résultats obtenus démontrent que la rémunération du conseil d’administration n’est pas liée à la qualité de l’information financière. Toutefois, la rémunération du comité d’audit est négativement liée à l’ampleur des accruals discrétionnaires.

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Texte intégral

1. Introduction

1Cette recherche s’intéresse aux sommes consacrées à certains mécanismes du gouvernement d’entreprise et à l’ampleur de la gestion du résultat comptable auprès des entreprises manufacturières canadiennes cotées en bourse. Plus particulièrement, elle cherche à déterminer si les sommes consacrées à la surveillance du gestionnaire par la rémunération du conseil d’administration et du comité d’audit contribuent à améliorer la qualité de l’information financière publiée en raison d’une gestion du résultat comptable moins importante.

2Dans la dynamique actuelle des marchés financiers et compte tenu des grands bouleversements engendrés par plusieurs scandales financiers et faillites d’envergure sur la scène mondiale au cours des deux dernières décennies, disposer d’une information financière de qualité est une nécessité pour l’investisseur et les autres parties prenantes. Au cours des années 1990, les divers organismes réglementaires chargés de protéger les investisseurs ont publié des guides de bonnes pratiques en matière de gouvernance afin d’inciter les entreprises à améliorer leurs contrôles et pratiques et à favoriser la publication d’une information financière de qualité, exempte de malversations comptables visant à induire en erreur l’investisseur ou à rendre l’information comptable moins transparente. En réponse à l’attention grandissante des marchés financiers envers la gouvernance et pour se conformer aux recommandations des organismes réglementaires et ainsi rétablir le lien de confiance avec les investisseurs et les autres parties prenantes, les entreprises ont alors implanté ou renforcé certains mécanismes de gouvernance notamment les règles de fonctionnement du conseil d’administration, dont les rôles principaux sont l’augmentation de valeur pour l’actionnaire et la surveillance des gestionnaires. En outre, plusieurs entreprises désirant gagner en légitimité ou se conformer aux pressions sociales qui valorisent un système de gouvernance plus fiable peuvent tenter d’attirer des administrateurs d’expérience avec des ententes de rémunération plus généreuses. C’est ainsi que, dans le but d’améliorer la transparence et d’informer l’investisseur de l’ampleur et de la forme des montants qui sont versés aux professionnels chargés de veiller à sa protection, les instruments nationaux 51‑102 et 52-110 des Autorités canadiennes en valeurs mobilières (ACVM) demandent aux entreprises cotées de publier dans leur circulaire annuelle l’information concernant la rémunération des administrateurs siégeant sur le conseil d’administration et de détailler les sommes versées par comités.

3Cependant, bien que les autorités législatives prônent la transparence et exigent que soient divulguées les sommes versées aux dirigeants, il apparaît que les recommandations actuelles n’ont subi aucune modification majeure depuis 2005 et ne donnent toujours pas de directives particulières concernant l’importance ou le type de rémunération des administrateurs. Ainsi, les actionnaires conservent toute la latitude voulue pour déterminer le montant et la forme de la rémunération des administrateurs. Considérant que l’importance et la forme de la rémunération des administrateurs des sociétés ouvertes sont divulguées depuis l’instauration des instruments nationaux et étalonnées en raison du marché très compétitif des dirigeants, attirer un administrateur d’expérience exige des sommes considérables. On observe chez les grandes entreprises ouvertes canadiennes une tendance à la hausse de la rémunération des administrateurs (Spencer Stuart 2016). De plus, bien que la rémunération des membres du comité d’audit pour leur implication sur ce comité soit versée en espèce et ainsi non liée à la performance de l’entreprise, il demeure important de souligner que ces membres obtiennent aussi une rémunération pour leur participation au conseil d’administration, que ces sommes sont souvent tributaires de la performance de l’entreprise (equity compensation) et représentent généralement la plus grande part de leur rémunération globale. Un constat similaire a aussi été obtenu chez les entreprises américaines dont la proportion de la rémunération à base de titres des administrateurs atteint 50 à 60 pour cent (Pakela et Sinkular 2017). Les académiciens relèvent différents arguments à l’encontre de cette forme de rémunération. La rémunération à base de titres de participation peut altérer l’indépendance des administrateurs, elle peut favoriser une orientation stratégique court-termiste et ultimement, elle peut affecter la qualité de l’information financière publiée (Archambeault et al. 2008 ; Magilke et al. 2009 ; Hayek 2018). Parallèlement, la Coalition canadienne pour une Bonne Gouvernance (CCGG) recommande aux grandes entreprises de ne plus utiliser les options d’achat d’actions comme forme de rémunération aux administrateurs, et ce, depuis 1995 (Magnan et al. 2010). En conséquence, très peu de grandes entreprises canadiennes octroient des options d’achat d’actions (3 grandes entreprises ont utilisé cette forme de rémunération pour leurs administrateurs en 2014 selon Spencer Stuart). Cependant, pour les années de l’étude, ce mode de rémunération continue d’être utilisé chez les plus petites sociétés ouvertes. De plus, depuis 2012, la rémunération médiane totale des administrateurs des petites entreprises de l’indice Spencer Stuart a augmenté deux fois plus rapidement que chez les grandes entreprises (Spencer Stuart 2016). Tout compte fait, débourser des sommes importantes pour des administrateurs contribue-t-il réellement à améliorer les mécanismes de gouvernance d’une entreprise, et plus particulièrement, favorise-t-il la publication d’états financiers de plus grande qualité ?

  • 1 IFRS édition 2019, modifications terminologiques.
  • 2 IFRS édition 2019, par. QC-14.

4Selon le cadre conceptuel de l’information financière1, les caractéristiques essentielles d’une information de qualité sont la pertinence (l’information publiée a une valeur prédictive et une capacité d’influer les décisions des utilisateurs) et la fiabilité (l’information publiée est complète, neutre et exempte d’erreurs). Selon les IFRS, une information est complète lorsqu’elle représente tous les événements pertinents nécessaires aux utilisateurs pour comprendre la situation. De plus, l’information comptable est neutre lorsqu’il y a « absence de parti pris dans le choix ou la présentation de l’information financière. Elle ne comporte pas de biais, de pondération, de mise en évidence, de minimisation ou d’autres manipulations2 ». Enfin, l’information financière est fidèle lorsqu’elle est exempte d’erreurs. Cette définition cadre aussi avec les explications de la théorie d’agence, particulièrement l’angle de l’aléa moral, où le gestionnaire se crée une occasion d’assumer la responsabilité des résultats positifs et de camoufler une moins bonne performance en publiant une information financière préalablement manipulée. Cette manipulation peut être effectuée en toute légalité lorsque le gestionnaire utilise sa marge discrétionnaire en faisant des choix comptables avantageux (ou pas, selon ce qu’il souhaite publier). Ainsi, nous souhaitons définir l’information financière de qualité comme une information dont l’ampleur de la gestion du résultat comptable par les accruals discrétionnaires est moindre.

5De nombreux travaux ont analysé le lien entre la présence de mécanismes de gouvernance et la gestion du résultat comptable en se concentrant sur les mécanismes spécifiques mis en place incluant la rémunération du dirigeant (Beasley 1996 ; Klein 2002 ; Cornett et al. 2008). D’autres ont analysé la qualité de l’ensemble des mécanismes en leur donnant une note d’appréciation selon une échelle de qualité ou un indice (Brown et Caylor 2006 ; Gupta et al. 2009 ; Bozec et al. 2010). Certains ont aussi analysé le lien entre les honoraires d’audit et la gestion du résultat comptable (Larcker et Richardson 2004 ; Hoitash et al. 2007). Quelques travaux se sont intéressés au comité d’audit et à ses caractéristiques comme sa taille, son indépendance, son expertise ou son activité (ex. : Klein 2002 ; Bédard et al. 2004). Cependant, à notre connaissance, peu d’études se sont attardées sur la rémunération des membres du conseil d’administration et à celle des membres du comité d’audit dans un contexte de qualité du résultat comptable. Cette recherche présente ainsi deux contributions principales, l’une purement théorique et l’autre, plus pragmatique. Tout d’abord, nous souhaitons examiner si les honoraires versés aux administrateurs, en termes de montant et de forme, permettent de réduire l’aléa moral en amenant une meilleure surveillance des comportements opportunistes des dirigeants de la société. Pour ce faire, les honoraires versés au conseil d’administration, mais aussi à son comité d’audit, organe de gouvernance dont l’objectif ultime est la surveillance des informations financières publiées, ont été analysés et comparés à l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Également, dans une autre perspective, cette recherche vise à examiner si les exigences de transparence actuelle des Autorités canadiennes en valeurs mobilières concernant la rémunération des administrateurs ne sont pas à la source d’une potentielle institutionnalisation des pratiques de gouvernance en raison du mimétisme des entreprises et non du bien-fondé des pratiques de rémunérations elles-mêmes pour ces entreprises. En effet, selon les résultats de travaux antérieurs, l’utilisation de techniques de comparaison des rémunérations (benchmarking) par les consultants en rémunération et la publication des groupes de référence servant à comparer les rémunérations des hauts dirigeants dans les documents officiels ont favorisé l’augmentation des rémunérations de ces derniers (Bebchuck et Fried 2004 ; Murphy et Sandino 2010 ; Ndzi 2015, Larcker et al. 2019). Nous souhaitons, à l’aide d’observations empiriques documenter le phénomène afin d’informer les entreprises des dangers de l’étalonnage salarial des administrateurs. Ces observations empiriques s’avéreront également utiles aux organismes de réglementation qui visent à protéger les investisseurs. Nos résultats démontrent que les sommes totales consacrées à la rémunération des administrateurs ne sont pas liées à une gestion des résultats moindre alors qu’un lien négatif est obtenu si l’on ne considère que la rémunération en espèces. De plus, un lien négatif est observé avec la rémunération des membres du comité d’audit.

2. Les spécificités du marché canadien

6Les normes comptables. Le contexte de mondialisation et de globalisation des économies a favorisé l’adoption de normes comptables reconnues par les marchés financiers mondiaux. Ainsi, depuis janvier 2011, les entreprises cotées sur les marchés boursiers canadiens sont tenues d’utiliser les normes comptables internationales (IFRS) dans la préparation de leurs états financiers. Ces normes sont souvent perçues comme étant plus flexibles que les US GAAP en raison de leur cadre conceptuel basé sur les principes généraux et non sur des règles fixes.

  • 3 L’annexe 58-101A1 de l’instrument national fournit une description détaillée des éléments d’informa (...)

7Les pratiques de divulgation des mécanismes de gouvernance. En juin 1995, basée sur le rapport Dey (1994), la Bourse de Toronto a procédé à des recommandations minimales en matière de divulgation des pratiques de gouvernance d’entreprises au Canada sans exiger de format particulier de présentation, laissant ainsi une latitude discrétionnaire au dirigeant concernant le choix de l’étendue et de la qualité de l’information publiée sur les pratiques de gouvernance de l’entreprise (Ben-Amar et Boujenoui 2008). Toutefois, constatant une différence importante dans l’information publiée, les ACVM ont adopté en 2005 une politique nationale NP58-201, Pratiques de divulgation en matière de gouvernance, qui se veut un recueil de bonnes pratiques recommandées, mais non imposées, en remplacement des lignes directrices de 1995. Les ACVM ont aussi adopté l’instrument national NI58-101, L’information concernant les pratiques en matière de gouvernance, qui doit être appliqué par les émetteurs, dans le but d’uniformiser la divulgation des pratiques de gouvernance des sociétés cotées canadiennes. Ainsi, la composition et le mandat du conseil d’administration, la description des postes, la sélection des candidats au conseil, l’orientation et la formation continue des administrateurs, la rémunération des cinq plus hauts salariés de l’entreprise et la rémunération et l’évaluation du travail des membres du conseil doivent être publiés dans les documents officiels de l’entité3. D’autres règlements de nature plus prescriptifs ont été adoptés en 2005 et remis à jour périodiquement depuis, soit le règlement 52-108 qui concerne la surveillance des auditeurs, le règlement 52-109 qui traite de l’attestation de l’information et le règlement 52-110 portant sur les comités d’audit.

8Le comité d’audit. Toutes les sociétés cotées en bourse au Canada doivent en vertu du règlement 52-110, mettre en place un comité d’audit au sein de leur conseil d’administration. De nombreuses sociétés non cotées choisissent également d’en mettre un en place, car cela constitue une bonne pratique de gouvernance (ICD 2014). Le comité d’audit se doit d’être composé d’au moins trois membres et tous doivent être des administrateurs indépendants. Toujours selon le règlement, les membres doivent détenir des compétences financières, soit la capacité de lire et de comprendre un jeu d’états financiers.

  • 4 L’indice CSSBI (Canadian Spencer Stuart Board Index) représente les 100 plus grandes entreprises co (...)

9La rémunération des membres du conseil d’administration et du comité d’audit. Les différents règlements des ACVM ne suggèrent et ne prescrivent pas de formule de rémunération des administrateurs particulière : les entreprises ont le loisir de déterminer la forme ainsi que le montant versé pour le travail des administrateurs. Les membres du conseil d’administration et du comité d’audit peuvent recevoir leur rémunération sous différentes formes, à savoir : en espèces, en actions, en option d’achat d’actions, en unités d’actions différées ou encore, sous forme de droits à la plus-value des actions (Stikeman Elliott 2014). Les montants et la forme de la rémunération sont déterminés par le conseil d’administration ou sont délégués au comité de rémunération. Au cours des deux dernières décennies, le contexte de gouvernance s’est inscrit dans une perspective fiduciaire, où les responsabilités des administrateurs en matière de conformité et de mise en place de contrôles au sein des organisations ont été accrues (Magnan 2014). Ainsi, comme le souligne Magnan (2014), il est fort probable que cette perspective fiduciaire ait contribué à accroître l’ampleur de la tâche de surveillance et de contrôle du conseil, notamment en raison des notions de transparence imposées aux sociétés ouvertes. Parallèlement, on observe une augmentation constante de la rémunération totale médiane des administrateurs, et ce, particulièrement chez les plus petites entreprises de l’indice CSSBI4, pour atteindre une médiane de 157 000 $ canadien en 2018 (Spencer Stuart 2019).

10L’article comporte six sections. La section suivante passe en revue les travaux antérieurs et présente les différentes hypothèses. La quatrième section présente l’approche méthodologique privilégiée. Les résultats de l’étude sont présentés dans la cinquième section. Finalement, la dernière section traite des principales conclusions et les limites de l’étude.

3. Revue de littérature et hypothèses

11Cet article mobilise deux grands sujets de la littérature, soit la qualité du résultat comptable et la rémunération des administrateurs.

3.1. La gestion du résultat comptable

12Plusieurs travaux qui ont étudié la gestion du résultat comptable se sont intéressés au problème d’aléa moral, soit la possibilité que le dirigeant adopte un comportement opportuniste tel que celui de manipuler l’information financière afin d’accroître son propre bien-être (Jensen et Meckling 1976 ; Scott 2012). Cette manipulation peut prendre la forme de l’utilisation d’accruals (soit la gestion du résultat comptable) ou de transactions sur les flux de trésorerie (on parle ici de gestion réelle du résultat). La gestion du résultat par l’utilisation d’accruals exploite la flexibilité des normes comptables, en particulier les IFRS en raison de leurs fondements sur des principes et non sur des règles. L’utilisation d’accruals permet au dirigeant d’utiliser sa marge discrétionnaire pour faire paraître des résultats comptables plus (ou moins) rentables qu’ils ne le sont en réalité (Carassus et Cormier 2003). L’exploitation de cette latitude est une forme de gestion de l’information et demeure légale tant qu’elle respecte les lois et les normes et tant qu’il n’y a pas eu d’intention de publier des résultats visant à nuire aux utilisateurs. À l’opposé, Roychowdhury (2006) définit la gestion réelle du résultat comme l’ensemble des transactions qui dévient des pratiques opérationnelles normalement effectuées par l’entreprise, dans l’espoir d’atteindre un résultat en particulier. Ces transactions peuvent prendre la forme de restrictions au niveau des frais de recherche et développement (Bushee 1998), de manipulation de la production vendue (Dechow et al. 1998), de cession d’actifs ou de remboursement d’emprunts (Bartov 1993), etc.

3.2. La rémunération des administrateurs

13En deuxième lieu, nous nous référons à la littérature qui traite de la rémunération du conseil d’administration et de ses sous-comités. Les administrateurs ont trois grands rôles au sein d’un conseil soit celui de surveillance, celui d’apporteurs de ressources stratégiques et celui de fiduciaire (DeFond et Hung 2004). Magnan et al. (2010) précisent que le rôle de surveillance vise notamment à s’assurer que les décisions des dirigeants sont arrimées aux intérêts des actionnaires, à s’assurer que le système de contrôle interne est efficace et à déterminer la rémunération du directeur général. De plus, ils démontrent que le rôle d’apport de ressources stratégiques est souvent lié à l’expertise unique, aux réseaux professionnels ou politiques, et à la bonne réputation de l’administrateur. Finalement, le rôle de fiduciaire est lié aux responsabilités de détection de la fraude et à la gestion du risque. Magnan et al. (2010) relèvent que certains types de rémunérations sont plus efficaces selon l’importance du rôle des administrateurs.

14Compte tenu du renforcement des règles de gouvernance ayant pris place au cours des deux dernières décennies tant aux États-Unis, qu’au Canada ou qu’ailleurs dans le monde, les organisations ont bonifié l’importance et modifié la structure de rémunération des administrateurs afin de refléter la hausse des responsabilités de ces derniers (Hayek 2018). Selon Bryan et al. (2000) la rémunération des administrateurs est plus importante en raison, entre autres, de la hausse du nombre de réunions nécessaires à l’exercice d’une meilleure surveillance et des opportunités de croissance qui rendent les opérations de l’entreprise plus complexes. Pour d’autres, la rémunération des administrateurs s’accroît en raison d’un marché des administrateurs compétitif. Une entreprise désirant attirer des administrateurs expérimentés et talentueux devra offrir une rémunération compétitive. Ces administrateurs expérimentés et talentueux devraient assurer une meilleure surveillance des résultats comptables (Bryan et al. 2000 ; Ryan et Wiggins 2004 ; Broye et Moulin 2012). En outre, plus de rémunération plus élevée peut également inciter les administrateurs à déployer davantage d’efforts et à engager davantage de ressources pour exercer une meilleure surveillance. Par conséquent, notre prochaine hypothèse est en lien avec ces travaux antérieurs. Nous supposons qu’une relation négative existe entre la rémunération des administrateurs d’une société et l’ampleur de la gestion de son résultat comptable. D’où, l’hypothèse suivante :

H1 : La rémunération versée aux administrateurs est négativement liée à l’ampleur de la gestion du résultat comptable.

15En vue d’arrimer les intérêts des administrateurs et des actionnaires, plusieurs sociétés redéfinissent l’offre de rémunération en proposant une pondération de la rémunération en actions ou options d’achat d’actions plus importante à leurs administrateurs (Yermack 2004 ; Pakela et Sinkular 2017 ; Hayek 2018). Cette forme de rémunération peut d’une part, les inciter à réaliser une surveillance plus efficace. D’autre part, il est également possible que cette forme de rémunération compromette l’indépendance des individus chargés de la surveillance en favorisant l’atteinte d’une performance financière court-termiste au détriment d’une publication d’information financière de qualité (Hayek 2018). En outre, puisque le conseil d’administration délègue généralement les responsabilités de surveillance et de fiduciaire à son comité d’audit, les travaux antérieurs répertoriés par Hayek (2018) relèvent une relation positive entre la rémunération en actions ou options d’achat d’actions des membres du comité d’audit et la probabilité de retraitements comptables (Archambeault et al. 2008), l’occurrence de défaillances du contrôle interne (Cullinan et al. 2010) et la gestion du résultat comptable (Campbell et al. 2015 ; Rickling et Sharma 2017). C’est pourquoi certains travaux se basent sur la théorie d’agence pour suggérer qu’une plus grande proportion de la rémunération des administrateurs versée en espèces limite les comportements opportunistes des individus et protège les intérêts à long terme des actionnaires favorisant la publication d’états financiers plus objectifs (Rickling et Sharma 2017). Au Canada, les administrateurs siégeant au comité d’audit sont généralement rémunérés en espèces. Les rémunérations sous forme d’actions ou d’options d’achat d’actions sont octroyées aux administrateurs pour leur participation au conseil d’administration et non pas pour leurs travaux liés au comité d’audit. Néanmoins, nous nous appuyons sur les résultats des travaux antérieurs pour examiner les liens potentiels entre les formes de rémunération des administrateurs et la gestion des résultats comptables. Nous posons donc les hypothèses alternatives suivantes :

H1.1 : Il existe une relation positive entre la rémunération octroyée aux administrateurs sous forme d’options d’achat d’actions et la gestion du résultat comptable.

H1.2 : Il existe une relation positive entre la rémunération octroyée aux administrateurs sous forme d’actions et la gestion du résultat comptable.

H1.3 : Il existe une relation négative entre la rémunération versée en espèces et la gestion du résultat comptable.

16Le conseil d’administration délègue généralement au comité d’audit ses activités liées à la surveillance, soit l’examen des états financiers, des rapports de gestion et des communiqués concernant le résultat net avant leur publication, l’embauche et la surveillance des travaux de l’auditeur externe, le maintien et l’amélioration du contrôle interne, la gestion des risques ou encore la surveillance de la sécurité de l’information (ICD 2014). C’est pourquoi nous souhaitons affiner nos analyses en examinant les montants versés spécifiquement aux membres de ce comité. Au Canada, les membres du comité d’audit sont presque exclusivement rémunérés sous la forme d’un montant forfaitaire annuel déterminé par le conseil d’administration et/ou son comité de rémunération, ou encore sous la forme de jetons de présence. Le président du comité d’audit reçoit généralement un montant fixe supplémentaire. En plus des travaux mentionnés précédemment qui considèrent la forme de rémunération, certains chercheurs ont utilisé le nombre de réunions du comité d’audit pour évaluer le niveau d’activités ou l’effort de ses membres et ainsi, la rigueur dans l’exécution des rôles de surveillance et de fiduciaire. Vafeas (2005) et Lin et Hwang (2010) ont obtenu des résultats significatifs et négatifs entre le nombre de réunions du comité d’audit et l’utilisation d’accruals discrétionnaires. Dans un même ordre d’idées, Bédard et al. (2004) soutiennent qu’un comité d’audit qui se rencontre souvent augmente la fiabilité des résultats publiés. En d’autres mots, un comité d’audit actif risque d’exercer une meilleure surveillance des résultats comptables publiés et ainsi, favoriser une utilisation moins importante des accruals discrétionnaires. Considérant qu’un comité actif aura plusieurs réunions, le montant total versé en jetons de présence à ces réunions sera également plus important, contribuant ainsi à hausser la rémunération des membres du comité d’audit. Ainsi, nous émettons l’hypothèse que les sommes versées aux membres du comité d’audit sont négativement liées à la gestion du résultat comptable.

H2 : La rémunération versée aux membres du comité d’audit est négativement liée à la gestion du résultat comptable.

4. Méthodologie

17Puisque que cette étude s’intéresse au rôle de surveillance et de fiduciaire du conseil d’administration et du comité d’audit, les analyses porteront sur la gestion du résultat comptable par l’intermédiaire des accruals et non sur la gestion réelle du résultat. La gestion réelle du résultat comptable résultant de décisions opérationnelles telle que la décision de diminuer les dépenses en recherche et développement relève moins directement des rôles de surveillance et de fiduciaire du conseil d’administration et de son comité d’audit.

18Pour vérifier nos hypothèses de recherche, deux choix méthodologiques se sont présentés : 1) une régression de données temporelles (pooled) ou, 2) une régression en coupe transversale portant sur une seule année. Nous avons privilégié la première option. Nos analyses portent donc sur une période de trois ans (avril 2011-mars 2014). L’intégration du facteur temps dans notre étude permet d’éviter certains problèmes typiques aux études portant sur une seule année d’observations. En premier lieu, les trois années d’observations permettent de tripler l’échantillon de 243 observations faisant passer celui-ci à 729 observations. Ensuite, ce choix méthodologique permet de réduire l’influence de circonstances exogènes se produisant au cours de l’année de l’étude ou, au contraire, susceptibles de ne pas être prises en considération dans le cas où elles se manifesteraient au-delà de l’année d’observation (Louizi 2011). De plus, à l’instar de Bryan et al. (2000), nous testons chaque régression à partir des données annuelles (soit année par année) afin d’évaluer l’incidence potentielle sur les résultats des analyses de corrélations en série qui pourraient survenir si l’ensemble de l’échantillon sur trois ans est utilisé.

19Finalement, le choix des années 2011-2013 nous permet d’avoir des données qui sont préparées à partir du même référentiel comptable. Depuis le 1er janvier 2011, les sociétés canadiennes cotées en bourse doivent établir les états financiers en conformité avec les normes internationales, les IFRS. Notre échantillon sera donc constitué de trois années, toutes produites sous un référentiel commun. Notons de plus que les principaux changements dans les directives des Autorités canadiennes en valeurs mobilières, en ce qui concerne les pratiques de gouvernance des entreprises, ont eu lieu en 2005, et qu’aucune modification majeure n’a eu lieu depuis ; notre étude n’a donc pas cette variable exogène à prendre en considération.

4.1. Choix du secteur à l’étude et sélection de l’échantillon

20L’hétérogénéité du contexte dans lequel œuvrent les entreprises tout comme leur secteur d’activité influencent les décisions prises par les gestionnaires (Dechow et al. 2012). Ces variables peuvent donc avoir des conséquences potentielles sur le lien entre les structures de gouvernance et la gestion du résultat comptable. Par conséquent, dans le but d’obtenir des résultats représentatifs pour un groupe relativement homogène d’entreprises, la sélection des entreprises incluses dans l’échantillon a été limitée au secteur manufacturier (codes SIC 2000 à 3999). Ce secteur d’activité comprend les établissements dont l’activité principale est la transformation de matières en nouveaux produits par des procédés chimiques, mécaniques ou physiques.

21Pour établir notre échantillon, nous avons sélectionné l’ensemble des entreprises inscrites à la Bourse de Toronto opérant dans le secteur manufacturier et dont le siège social était situé au Canada à partir de la base de données Research Insight. Cette première démarche a permis l’identification de 328 entreprises. De ce nombre, nous avons par la suite soustrait les fiducies de revenu (23 inscriptions) ainsi que les entreprises ayant cessé leurs opérations ou encore ayant été désinscrites de la Bourse de Toronto (57 entreprises). Suite à ces démarches, l’échantillon final est composé de 248 entreprises manufacturières canadiennes.

  • 5 5 Règlement 52-110 de la CVMO (publication des honoraires d’audit et autres types de services fourn (...)
  • 6 Règlement 51-102A6 de la Commission des valeurs mobilières de l’Ontario (publication des salaires d (...)

22Ces entreprises sont soumises à la réglementation des ACVM qui exige entre autres que soient divulgués les honoraires versés à l’auditeur5 ainsi que la rémunération6 des membres du conseil d’administration. Pour être admissibles dans notre échantillon, les circulaires de direction nécessaires à l’analyse devaient être disponibles sur le site internet des ACVM (SEDAR.com) pour les années 2011, 2012 et 2013 (ou 2014 si la fin d’exercice était avant le 31 mars). En raison de l’ampleur de la tâche de collecte des données qui a été effectuée manuellement, le délai de collecte s’est échelonné du 15 avril 2014 au 30 mars 2015. Au cours de cette période, 40 entreprises-années ont été acquises (ou se sont fusionnées) par (avec) d’autres sociétés, 36 n’ont pas déposé les documents nécessaires à notre analyse sur SEDAR.com, 24 ont été délistées de la Bourse de Toronto, 3 ont connu des problèmes de continuité d’exploitation, 11 n’ont pas réalisé de ventes au cours d’une année, 47 ont présenté une valeur de capitaux propres négative (données extrêmes) et 45 n’ont pas publié les montants versés au comité d’audit dans leurs documents officiels. Ainsi, un total de 206 entreprises-années ont été retirées de l’échantillon d’observations. La taille finale de l’échantillon est donc de 538 entreprises-années couvrant la période 2011-2013. Rappelons que l’échantillon est composé d’entreprises appartenant au secteur manufacturier (les SIC 2000 à 3999). Étant donné le nombre important de codes SIC (à quatre chiffres) appartenant à ce secteur et afin d’affiner les résultats des analyses, nous avons groupé les codes SIC représentés dans l’échantillon en trois sous-secteurs, soit les biens de consommation (SIC 2000 à 2700), les industries lourdes (SIC 2800 à 3400) et finalement les biens industriels et commerciaux (SIC 3500 à 3900). Dans un but d’uniformité, cette même répartition a aussi été utilisée pour l’estimation des accruals discrétionnaires.

4.2. Modèles de régression et mesure des variables

23Nous présentons quatre modèles de régression, tirés du modèle de base, qui ont tous pour objectif de valider le lien potentiel entre la rémunération du conseil d’administration et du comité d’audit REMUNERATIONit et l’ampleur de la gestion du résultat comptable DECHOWABSit. Nous présentons tout d’abord le modèle de base où la variable générique REMUNERATIONit sera ensuite décomposée et précisée dans les quatre modèles de régression présentés.

DECHOWABSit =

α0 + α1REMUNERATIONit + α2 ln$AUDFEEit + α3DETTEit + α4BIG4it + α5USAit + α6EXPERTit + α7DUALit + α8INDit + α9DOMINANTSit + α10SICCONSit + α11SICINDCOMMit + α12lnSIZEit + α13GROWTHit + α14SIZE_CAit + α15SIZE_CAUDit + α16YEAR2011it + α17YEAR2012it + Ɛit

i = (1…248) ; t = (2011…2013).

24Le premier modèle de régression précise la variable indépendante REMUNÉRATIONit et ne prend en considération que la rémunération des administrateurs nette des sommes versées pour le comité d’audit ln$CAnetit. Ce modèle permet ainsi de tester l’hypothèse H1.

25Le deuxième modèle prend en compte la forme de la rémunération des administrateurs. La variable REMUNERATIONit est scindée en trois variables, soit ln$CAbaseit (le logarithme du montant du salaire de base), ln$CAoptionsit (le logarithme du montant de la rémunération sous la forme d’options d’achat d’action) et ln$CAactionsit (le logarithme du montant de la rémunération en actions). Ce modèle permet de tester les hypothèses H1.1, H1.2 et H1.3 dont l’objectif est de valider l’existence possible d’un lien entre la forme de rémunération de l’administrateur et la gestion du résultat comptable.

26Le troisième modèle remplace la variable REMUNERATIONit par la rémunération exclusive du comité d’audit ln$CAUDit. Ce modèle permet de tester l’hypothèse H2.

27Finalement, pour tester simultanément l’influence des deux variables indépendantes ln$CAnetit et ln$CAUDit sur le modèle de base, nous les avons combinées dans la même régression. Ainsi, le quatrième modèle remplace la variable générique REMUNERATIONit par le logarithme naturel de la rémunération du conseil d’administration nettes des sommes versées pour le comité d’audit ln$CAnetit et le logarithme naturel des sommes versées pour les tâches liées au comité d’audit spécifiquement ln$CAUDit.

4.2.1. Rémunération des membres du conseil d’administration $CAnetit, $CAUDit

28Selon l’instrument national 51-102 sur les obligations d’informations continues, les entreprises doivent déclarer dans leurs documents officiels le total et le type des sommes versées à titre de rémunération aux administrateurs de l’entreprise. Les variables indépendantes suivantes ont donc été développées :

  • 7 Le modèle de Black-Scholes est un modèle qui sert à estimer la valeur marchande des options octroyé (...)

29La rémunération versée aux administrateurs (nette de la rémunération spécifique liée au comité d’audit) $CAnetit : nous mesurons la rémunération totale des membres du conseil par l’intégralité des sommes reçues en argent $CAbaseit, en actions $CAactionsit ou en valeur marchande estimative des options d’actions octroyées au cours d’un exercice financier $CAoptionsit pour l’ensemble des comités dans lesquels le membre pourrait avoir siégé. Les options d’achat d’actions représentent la valeur marchande estimative des options d’actions octroyées au cours d’un exercice financier au moyen d’un modèle d’établissement du prix, le plus souvent le modèle Black-Scholes7. De cette rémunération totale, nous avons soustrait les sommes versées spécifiquement au comité d’audit.

30La rémunération spécifique liée au comité d’audit $CAUDit : nous mesurons les honoraires versés aux membres du comité d’audit comme étant le total qui leur est versé au cours d’un exercice financier. La rémunération spécifique versée aux membres du comité d’audit est versée sous forme de jetons de présence, de montant forfaitaire annuel pour le membre ou de montant forfaitaire pour le président du comité.

4.2.2. Mesure de la gestion du résultat comptable DECHOWABSit

31La littérature fait souvent référence à l’utilisation d’accruals pour déterminer si une entreprise gère son résultat comptable (Healy 1985 ; DeAngelo 1986 ; Jones 1991 ; Dechow et al. 1995 ; Kothari et al. 2005). Les accruals totaux (ACCTit) représentent l’ensemble des variables qui différencient une comptabilité de caisse d’une comptabilité d’exercice. Pour Healy (1985), le résultat comptable représente la somme des flux de trésorerie d’exploitation additionnée des accruals totaux (ACCTit). Ainsi, il est possible d’obtenir les ACCTit à partir de l’équation suivante :

32La détection de la gestion du résultat comptable implique la dissociation de la composante non discrétionnaire des ACCTit de celle discrétionnaire (soit celle potentiellement manipulée par le gestionnaire). La composante non discrétionnaire relève d’une décision usuelle de gestion comme la comptabilisation des comptes clients ou fournisseurs. À l’opposé, la composante discrétionnaire est le résultat du choix du gestionnaire, comme la hausse de la provision pour mauvaises créances ou provision pour désuétude. Ainsi, la composante non discrétionnaire est estimée par des modèles qui sont répertoriés dans la littérature. Les modèles les plus utilisés sont ceux qui font l’utilisation de techniques de régression pour estimer les accruals non discrétionnaires.

33Estimation des accruals non discrétionnaires ACCNDit : Pour estimer les accruals non discrétionnaires, la littérature fait référence à des modèles de régression qui expliquent les accruals totaux ACCTit. Jones (1991) fut la première à définir un modèle d’estimation des ACCTit qui prend en considération l’impact des facteurs économiques tels que le chiffre d’affaires et les immobilisations brutes dans le calcul des accruals non discrétionnaires. Une hypothèse implicite de ce modèle implique que la variation du chiffre d’affaires est liée aux facteurs économiques, donc il n’est pas discrétionnaire. Pour contrer cette limite implicite du modèle de Jones (1991), Dechow et al. (1995) présentent une version modifiée où ils tiennent compte de l’éventualité de la manipulation du niveau des ventes à la suite de l’assouplissement des conditions de crédit. Par conséquent, dans ce modèle (a), la variation des comptes à recevoir ∆CARit est soustraite de la variation du chiffre d’affaires ∆CAit.

34Notre évaluation du niveau de gestion du résultat comptable sera donc calquée sur ce dernier modèle, celui de Dechow et al. (1995), mais en valeurs absolues. Des travaux plus récents comme Jiraporn et al. (2008), Klein (2002) ou Bartov et al. (2001) utilisent la valeur absolue des mesures d’estimations des accruals discrétionnaires conventionnelles pour mesurer la propension générale à gérer les résultats comptables (la qualité du résultat publié). De plus, il est à noter que dans le cadre de cette recherche, l’estimation longitudinale n’est pas possible en raison du changement de référentiel comptable qui a eu lieu en janvier 2011. Le modèle de Dechow et al. (1995) est donc estimé annuellement selon les trois sous-secteurs du secteur manufacturier, soit les biens de consommation, les industries lourdes et les biens industriels et commerciaux. Étant donné le choix de regroupement, nous supposons que les entreprises d’un même secteur ne diffèrent pas fondamentalement des autres entreprises du sous-secteur en termes de rentabilité financière, du taux d’endettement et de la proportion des immobilisations corporelles dans le total des actifs.

35Calcul des accruals discrétionnaires ACCDit : Une fois l’estimation des accruals non discrétionnaires effectuée, les accruals discrétionnaires sont ensuite obtenus selon l’équation suivante :

36où les accruals non discrétionnaires ACCNDit sont obtenus par le modèle de régression Dechow et al. (1995) et les accruals discrétionnaires ACCDit correspondent au terme d’erreur du modèle utilisé en valeur absolue DECHOWABSit et sont estimés par la méthode des moindres carrés généralisés.

4.2.3. Mesure des variables de contrôle

37Les variables de contrôle choisies sont les variables susceptibles d’avoir un effet significatif sur la relation de la gestion du résultat comptable et des variables indépendantes selon les travaux antérieurs. En premier lieu, nous retenons les honoraires d’audit $AUDFEEit. Certains auteurs obtiennent un lien positif entre la gouvernance et les honoraires d’audit en raison de la volonté de préserver la réputation de l’entreprise et celle de ses administrateurs (Abbot et al. 2003 ; Lifschutz et al. 2010 ; Le Maux 2014). D’autres ont obtenu des résultats contraires et postulent qu’une entreprise ayant une gouvernance de qualité nécessite moins d’efforts, donc des honoraires plus faibles, en raison de leur risque moins élevé (Bedard et Johnstone 2004).

38Les autres variables de contrôle que l’on retrouve dans la littérature comme étant susceptibles d’avoir un impact sur la relation gestion du résultat comptable sont : l’importance de la dette surles actifs totaux de l’entreprise DETTEit (Richardson et al. 2002), la dualité des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration occupé par le même individu DUALit (Jensen 1993 ; Bebchuck et Fried 2004), le prestige du cabinet comptable BIG4it (Becker et al. 1998 ; Krishnan 2003), l’inscription sur une bourse aux États-Unis USAit(variable dichotomique prenant la valeur de 1 si l’entreprise est cotée sur une bourse américaine et prenant la valeur de 0 autrement) ;, le pourcentage de membres indépendants composant le conseil d’administration INDit (Klein 2002 ; Cornett et al. 2008), l’expertise financière au comité d’audit soit la proportion de membres détenant un diplôme spécialisé ou titre en comptabilité ou finance EXPERTit (Bédard et al. 2004 ; Lin et Hwang 2010), les actions détenues par des actionnaires dominants DOMINANTSit (variable dichotomique prenant la valeur de 1 si un actionnaire détient au moins 10 % des droits de vote), le secteur d’activité (trois variables dichotomiques prennent la valeur de 1 si l’entreprise opère dans le secteur des biens de consommation SICCONSit, le secteur des industries lourdes SICILOURDESit ou dans le secteur des biens industriels et commerciaux SICINDCOMMit et prenant la valeur de 0 autrement), la taille lnSIZEit (mesurée par le logarithme naturel des actifs totaux), l’opportunité de croissance (mesurée par le pourcentage d’accroissement du chiffre d’affaires en fonction de celui de l’année précédente) GROWTHit (Niu 2006), la taille du conseil (mesurée par le nombre de membres au conseil d’administration de l’entreprise) SIZE_CAit (Klein 2002 ; Cornett et al. 2008) et finalement la taille du comité d’audit (mesurée par le nombre de membres siégeant sur ce comité) SIZE_CAUDit.

5. Résultats et analyses

5.1 Statistiques descriptives

39Le chiffre d’affaires moyen des entreprises de l’échantillon se situe à un peu plus de 1,7 milliard de dollars tandis que la médiane, beaucoup plus basse, est de 104,2 millions. On assiste au même type d’écart pour les actifs totaux où la moyenne de l’échantillon est d’un peu plus de 2,3 milliards et la médiane n’est que de 138,6 millions. La rentabilité moyenne est fortement négative avec un ROA de -10,23 % en moyenne (et une médiane positive de 1,59 %). Ces données sont présentées dans le tableau 1 qui suit.

Tableau 1. Données financières des entreprises constituant l’échantillon (années 2011-2013)

Secteur

Moyenne

Médiane

É-type

Chiffre d’affaires

1 737,66

104,21

5 367,56

Actifs totaux

2 297,89

138,62

7 977,37

ROA

-10,23 %

1,59 %

0,44 %

Les données du chiffre d’affaires et des actifs totaux sont en millions de dollars canadiens.

40Profil et rémunération du conseil d’administration et du comité d’audit : Le tableau 2 présente les caractéristiques du conseil d’administration et du comité d’audit ainsi que la rémunération totale de leurs membres pour les entreprises incluses dans l’échantillon au cours des années 2011 à 2013. Selon l’échantillon, le nombre moyen de membres d’un conseil d’administration est de 7,67 personnes, alors que le maximum est de 16 membres et que le minimum est de 3 membres. Il y a en moyenne 3,51 membres qui siègent au comité d’audit, la quasi-totalité des entreprises de l’échantillon a suivi les exigences des ACVM qui demandent au comité d’audit un minimum de 3 membres. Près de 74 % des membres du conseil sont catégorisés par les entreprises comme étant des membres indépendants (73,76 %) et plus du quart des directeurs généraux président aussi le conseil d’administration (27,0 %). La rémunération moyenne versée à l’ensemble des membres externes d’un conseil d’administration (nette des sommes spécifiques pour le comité d’audit) est d’environ 616 000 $ et représente 69 000 $ par membre. Cependant, la médiane, beaucoup plus basse, n’atteint que 301 000 $, soit près de 45 000 $ par membre. Le poids des grandes entreprises est important dans le calcul de la moyenne de la rémunération de l’ensemble des membres externes. Les sommes versées au comité d’audit atteignent en moyenne un peu plus de 33 000 $ soit moins de 9 000 $ par membre.

41Autres variables de contrôle : Le tableau 2 présente également les statistiques descriptives des autres variables de contrôle qui ne sont pas directement liées au conseil d’administration ou au comité d’audit. Les entreprises consacrent en moyenne plus de 1,3 million de dollars pour des honoraires d’audit alors que la médiane n’est que de 430 000 $. Plus de 80 % des entreprises sont auditées par un cabinet du groupe des Big4 et 20 % sont listées sur une bourse aux États-Unis. De plus, la croissance moyenne des entreprises de l’échantillon est de 0,35 % alors que la médiane est de 5,29 %, démontrant tout comme pour le ROA présenté au tableau 1, un contexte économique plus difficile pour les années de l’étude. Finalement, l’échantillon montre une certaine concentration de l’actionnariat où 81 % des entreprises ont au moins un actionnaire qui détient au moins 10 % des droits de vote.

Tableau 2. Profil et rémunération du conseil d’administration et du comité d’audit et statistiques descriptives des autres variables de contrôle (années 2011-2013)

N

Min.

Max.

Moyenne

Médiane

Écart-type

Conseil d’administration

SIZECAit

538

3

16

7,67

7,00

2,47

INDit

538

0

100,00 %

73,76 %

79,00 %

0,16 %

$CAnetit

538

0

4 990 261

616 256

300 967

791 751

$CAnet/mbreit

538

0

392 055

69 095

44 620

70 997

$CAesp/mbreit

538

0

360 632

47 070

37 392

41 695

$CAopt/mbreit

538

0

388 000

13 390

0

35 244

$CAact/mbreit

538

0

418 319

26 708

0

58 086

Comité d’audit

SIZE_CAUDit

538

2

7

3,51

3,00

0,88

EXPERTit

538

0,00 %

100,00 %

33,12 %

33,33 %

28,48 %

$CAUDit

538

0

730 000

33 055

23 250

58 793

$CAUD/mbreit

538

0

132 500

8 590

6 667

11 683

Autres variables de contrôle continues

$AUDFEEit*

538

0,02

45,30

1,320

0,43

3,64

DETTEit

538

2,00 %

415,20 %

46,46 %

45,55 %

30,92 %

INDit

538

0

100 %

73,66 %

78,00 %

15,51 %

GROWTHit

538

-0,98

68,63 %

0,35 %

5,29 %

3,17 %

Autres variables de contrôle discrètes

Nombre

Fréquence ( %)

BIG4it

440

81,2 %

USAit

108

20,0 %

DUALit

145

27,0 %

DOMINANTSit

436

81,0 %

SICONSit

147

27,3 %

SICINDCOMMit

221

41,1 %

SICILOURDESit

170

31,6 %

* en millions de dollars canadiens

SIZECAit représente le nombre de personnes siégeant sur le conseil d’administration (CA) d’une entreprise i au cours de l’année t ; INDit indique le pourcentage de membres du CA qui sont désignés comme étant indépendants d’une entreprise i au cours de l’année t ; $CAnetit, $CAnet/mbreit, $CAesp/mbreit, $CAopt/mbreit et $CAact/mbreit représentent respectivement la rémunération totale des membres du conseil d’administration (nette de la rémunération pour le comité d’audit) ainsi que celle par membre, la rémunération en espèce, en options et en actions par membre versée par une entreprise i au cours de l’année t ; SIZE_CAUDit indique le nombre de membres du comité d’audit d’une entreprise i au cours de l’année t ; EXPERTit représente la proportion de comités d’audit des entreprises i de l’échantillon qui ont un membre qualifié d’expert (qui détient un diplôme universitaire spécialisé en finance ou un titre comptable reconnu) au cours d’une année t ; $CAUDit représente la rémunération spécifique au comité d’audit d’une entreprise i au cours de l’année t et finalement, $CAUD/mbreit indique la rémunération spécifique au comité d’audit moyenne par membre d’une entreprise i au cours de l’année t ; $AUDFEEit représente les honoraires d’audit versés par une entreprise i au cours de l’année t ; DETTEit indique la somme des dettes sur les actifs totaux d’une entreprise i au cours de l’année t ; INDit indique la proportion des membres du conseil d’administration d’une entreprise i qui sont indépendants au cours d’une année t ; GROWTHit représente la variation en pourcentage du chiffre d’affaires de l’entreprise i de l’année t avec celui de l’année t-1 ; BIG4it est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si l’auditeur de l’entreprise i au cours d’une année t appartient au groupe des 4 grands (PWC, Deloitte, KPMG, EY), et de 0 dans le cas contraire ; USAit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si l’entreprise i est listée sur une bourse aux États-Unis au cours de l’année t ; DUALit prend la valeur de 1 lorsque le président du conseil d’administration d’une entreprise i est aussi le directeur général au cours de l’année t et la valeur de 0 dans le cas contraire ; DOMINANTSit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si un actionnaire d’une entreprise i détient au moins 10 % des droits de vote à la fin d’une année t ; SICCONSit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des biens de consommation (SIC 2000 à 2700) au cours de l’année t ; SICILOURDESit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des industries lourdes (SIC 2800 à 3400) au cours de l’année t ; et SICINDCOMMit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des biens industriels et commerciaux (SIC 3500 à 3900) au cours de l’année t.

42La gestion du résultat comptable auprès des entreprises manufacturières canadiennes : Le tableau 3 qui suit résume les statistiques descriptives portant sur l’ampleur de la gestion du résultat comptable par les entreprises incluses dans l’échantillon pour les années 2011 à 2013. Il apparaît qu’en moyenne les entreprises manufacturières canadiennes gèrent leurs résultats comptables, pour une valeur moyenne de 10,80 %. Un test de nullité (t-test) a été effectué afin de valider si la moyenne obtenue était significativement différente de 0. Le modèle d’estimation des accruals en valeur absolue a rejeté l’hypothèse de nullité à un seuil de 99 %. L’explication de Klein (2002) renvoie au fait que l’échantillon utilisé est constitué d’entreprises ayant des propensions aléatoires à utiliser les accruals discrétionnaires. Il risque ainsi d’y avoir des entreprises qui utilisent les accruals discrétionnaires dans le but de hausser leurs résultats publiés et d’autres, dans le but de les réduire. L’utilisation des valeurs absolues évite ainsi le contre-balancement des accruals discrétionnaires négatifs par des positifs et, à l’instar de Klein (2002), la puissance du modèle est ainsi plus élevée. Une analyse de variance unidimensionnelle (ANOVA) a aussi été effectuée afin de déterminer si les estimations des accruals discrétionnaires moyens des trois années de l’échantillon sont significativement différentes les unes des autres ou si, au contraire, les résultats moyens des trois années sont similaires. Les résultats sont non significatifs même à un seuil de 10 %. On peut donc affirmer que les estimations moyennes annuelles des accruals discrétionnaires sont similaires, démontrant ainsi une certaine constance dans les estimations des accruals discrétionnaires au cours des trois années étudiées. Lorsque l’on tient compte du sens des accurals, la moyenne est négative et légèrement supérieure à 1 % (-1,58 %), démontrant qu’en moyenne, il y a plus d’utilisation de courus dans un objectif de réduction des résultats comptables que pour les augmenter.

43Le tableau 3 présente également les résultats selon le signe obtenu des accruals discrétionnaires estimés. Les résultats démontrent que 243 entreprises-années de l’échantillon obtiennent des accruals discrétionnaires positifs avec une moyenne de 10,21 % des actifs totaux (médiane de 5,51 %). En revanche, 295 entreprises-années obtiennent des accruals discrétionnaires négatifs moyens représentant -11,30 % des actifs totaux (médiane de -6,38 %).

Tableau 3. Estimation des accruals discrétionnaires, statistiques descriptives (années 2011-2013)

N

Min.

Max.

Moyenne

Médiane

É-type

Nullité

(t-stat)

Diff. Ann. (F–stat)

DECHOWABSit

538

0,1 %

101,6 %

10,80 %

5,92 %

13,9 %

18,078***

0,145

DECHOWREELit

538

-101,6 %

89,6 %

-1,58 %

-1,27 %

17,5 %

-2,090**

1,137

DECHOWit≥0

243

0,1 %

89,6 %

10,21 %

5,51 %

13,6 %

11,734***

0,349

DECHOWit<0

295

-101,6 %

-0,1 %

-11,30 %

-6,38 %

14,1 %

-13,750***

0,810

**, *** : Significatif à 5 % et 1 % respectivement.

DECHOWABSit indique les accruals discrétionnaires en valeurs absolues estimés par le modèle de Dechow et al. (1995) d’une entreprise i au cours d’une année t. ; DECHOWit indique les accruals discrétionnaires estimés par le modèle de Dechow et al. (1995) d’une entreprise i au cours d’une année t.

5.2. Analyses multivariées

44Le tableau 4 présente les résultats des 4 modèles de régression. Les deux premiers modèles ont pour objectif de valider le lien entre la rémunération versée aux administrateurs (nette de la rémunération spécifique du comité d’audit) et l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Le troisième modèle analyse le lien entre les sommes versées au comité d’audit et l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Le quatrième modèle combine les variables associées à la rémunération des administrateurs du premier et troisième modèle.

45Pour détecter la présence de multicolinéarité entre les variables continues des 4 modèles de régression, nous présentons les coefficients de Pearson à l’annexe 1. Les corrélations entre les variables incluses dans les modèles de régression effectués ne semblent pas affecter de manière importante les résultats observés.

46La variable taille de l’entreprise lnSIZEit a une interrelation modérée ou forte avec les sommes versées au conseil d’administration (nettes des sommes pour le comité d’audit) ln$CAnetit (r = 0,546), avec celles spécifiquement versées pour le comité d’audit ln$CAUDit (r = 0,496) ainsi qu’avec les honoraires d’audit ln$AUDFEEit (r = 0,915). Nous nous attendions à ce type de résultat considérant que la taille d’une entreprise risquait d’être un facteur très déterminant dans l’importance des honoraires versés aux administrateurs ou aux auditeurs en raison des opérations souvent plus complexes nécessitant la présence d’administrateurs de haut niveau (Broye et Moulin 2012) ou de la complexité du dossier d’audit. Dans un même ordre d’idées, le nombre de réunions et de membres siégeant sur le conseil d’administration ou sur le comité d’audit (r = 0,448 et r = 0,404 pour SIZE_CAit et r = 0,315 et r = 0,337 pour SIZE_CAUDit) risque d’être plus important auprès de la plus grande entreprise. Pour valider si la variable lnSIZEit a une incidence sur les coefficients observés des variables indépendantes ln$CAnetit et ln$CAUDit ainsi que sur la variable ln$AUDFEEit, nous avons calculé le terme d’erreur de trois régressions supplémentaires où lnSIZEit était fonction respectivement de ln$CAnetit, ln$CAUDit et ln$AUDFEEit. Nous avons ensuite remplacé les variables ln$CAnetit, ln$CAUDit et ln$AUDFEEit par ces trois termes d’erreur dans les quatre équations principales afin de déterminer si cela modifiait le résultat des coefficients observés initialement. Dans tous les cas, les résultats des coefficients sont demeurés similaires. Nous concluons donc que la variable lnSIZEit, bien que fortement corrélée aux variables indépendantes ainsi qu’à la variable ln$AUDFEEit, n’a que peu d’incidence sur les coefficients observés des quatre modèles de régression principaux. Les autres variables de contrôle ont des coefficients de corrélation de Pearson moindres à 0,224. Leur corrélation est ainsi qualifiée de faible. Toutefois, pour détecter s’il y avait présence ou non d’une grande multicolinéarité, nous avons aussi calculé les facteurs d’inflation de la variance (VIF). Les résultats pour chacune des variables sont inférieurs à 10 (le maximum observé étant 7,962), démontrant ainsi l’absence d’une problématique de multicolinéarité.

47Avant de débuter l’analyse, nous avons également vérifié si les résidus pouvaient être autocorrélés. Cette analyse est importante en raison de notre modèle qui utilise des données de la même entreprise sur trois années. Lorsque les données manifestent un certain degré de dépendance entre les années, l’influence d’une erreur d’une période sur l’autre est plausible (Quatraro 2011). Ainsi, les résidus pourraient être autocorrélés ou encore, un résidu observé au temps t pourrait avoir une influence sur le résidu au temps t+1. Pour détecter l’autocorrélation, nous avons utilisé la statistique de Durbin-Watson. Selon les résultats présentés dans le tableau 4, pour les quatre régressions, la statistique se situe entre 1,813 et 1,837. Ainsi, selon les résultats de ce test, on peut présager qu’il n’y a pas de problème important d’autocorrélation des résidus pour les quatre régressions.

Tableau 4. Régressions linéaires des 4 modèles

Variable dépendante : DECHOWABSit (N =538)

Modèle 1

Modèle 2

Modèle 3

Modèle 4

Constante

-0,039

-0,023

-0,062

-0,068

ln$CAnetit

-0,004

-

-

0,000

ln$CAbaseit

-

-0,006

***

-

-

ln$CAoptionit

-

0,001

-

-

ln$CAactionit

-

0,000

-

-

ln$CAUDit

-

-

-0,006

***

-0,006

***

ln$AUDFEEit

0,028

**

0,026

**

0,028

**

0,028

**

DETTEit

0,007

**

0,007

**

0,007

**

0,007

**

BIG4it

-0,010

-0,006

-0,002

-0,003

USAit

0,016

0,015

0,018

0,018

EXPERTit

0,045

0,058

0,050

0,049

DUALit

-0,014

-0,020

-0,020

-0,020

INDit

0,094

**

0,093

**

0,092

**

0,093

**

DOMINANTSit

0,003

0,005

0,007

0,007

SICCONSit

-0,044

***

-0,043

***

-0,046

***

-0,047

***

SICINDCOMMit

-0,039

***

-0,037

***

-0,039

***

-0,039

***

lnSIZEit

-0,069

***

-0,062

***

-0,066

***

-0,065

***

GROWTHit

0,004

**

0,004

**

0,004

**

0,004

**

SIZE_CAit

0,000

0,000

0,000

0,000

SIZE_CAUDit

-0,015

**

-0,013

*

-0,012

*

-0,012

*

YEAR2011it

-0,005

-0,007

-0,004

-0,004

YEAR2012it

0,001

0,001

0,002

0,002

R2

0,186

0,196

0,203

0,203

R2 ajusté

0,159

0,166

0,177

0,175

F

6,968

***

6,628

***

7,770

***

7,326

***

D-Watson

1,813

1,823

1,837

1,837

*, **, *** : Significatif aux seuils de 10 %, de 5 % et de 1 % respectivement.

ln$CAnetit représente le logarithme naturel de la rémunération totale des membres du conseil d’administration (nette de la rémunération pour le comité d’audit) versée par une entreprise i au cours de l’année t ; ln$CAUDit indique le logarithme naturel de la rémunération versée au comité d’audit par une entreprise i au cours de l’année t ; ln$AUDFEEit représente le logarithme naturel des honoraires d’audit versés par une entreprise i au cours de l’année t ; DETTEit indique la somme des dettes sur les actifs totaux d’une entreprise i au cours de l’année t ; BIG4it est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si l’auditeur d’une entreprise i appartient au groupe des quatre grands cabinets au cours de l’année t ; USAit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si l’entreprise i est listée sur une bourse aux États-Unis au cours de l’année t ; EXPERTit indique la proportion des membres du comité d’audit d’une entreprise i qui détiennent un diplôme en comptabilité ou finance ou un titre comptable reconnu au cours d’une année t ; DUALit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si le directeur général d’une entreprise i est aussi à la tête du conseil d’administration au cours d’une année t ; INDit indique la proportion des membres du conseil d’administration d’une entreprise i qui sont indépendants au cours d’une année t ; DOMINANTSit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si un actionnaire d’une entreprise i détient au moins 10 % des droits de vote à la fin d’une année t ; SICCONSit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des biens de consommation (SIC 2000 à 2700) au cours de l’année t ; SICILOURDESit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des industries lourdes (SIC 2800 à 3400) au cours de l’année t ; et SICINDCOMMit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des biens industriels et commerciaux (SIC 3500 à 3900) au cours de l’année t ; lnSIZEit est le logarithme naturel des actifs totaux d’une entreprise i à la fin de l’année t ; GROWTHit représente la variation en pourcentage du chiffre d’affaires de l’entreprise i de l’année t avec celui de l’année t-1 ; SIZE_CAit indique le nombre de membres qui siègent sur le conseil d’administration d’une entreprise i au cours de l’année t ; SIZE_CAUDit indique le nombre de membres qui siègent sur le comité d’audit d’une entreprise i au cours de l’année t ; YEAR2011it et YEAR2012it prennent la valeur de 1 lorsque la donnée est tirée de l’année 2011 ou 2012 selon le cas et de 0 dans le cas contraire.

48Selon les résultats des régressions présentés au tableau 4, tous les modèles sont significatifs à un seuil de 1 %. Le pouvoir explicatif de chacun des sous-modèles varie de 15,9 % à 17,7 % et rejoint les résultats de travaux similaires. Par exemple, Abbadi et al. (2016) ont démontré un pouvoir explicatif variant entre 15,2 % et 17,3 % selon le modèle d’estimation des accruals discrétionnaires en valeurs absolues utilisé. Les résultats démontrent que la variable indépendante ln$CAnetit est en relation négative, mais non significative, avec la gestion du résultat comptable. De plus, l’ajout de la variable ln$CAnetit dans le quatrième modèle n’a pas permis d’accroître significativement le pouvoir explicatif du premier modèle. L’ajout de cette variable n’apporte donc que des contributions marginales et non significatives. Nous pouvons ainsi affirmer que notre première hypothèse H1, selon laquelle il existe une relation négative entre la rémunération versée aux administrateurs et la gestion du résultat comptable, est non supportée.

49Lorsque nous précisons la forme de la rémunération des membres du conseil d’administration, nous obtenons une relation négative et significative entre les sommes versées en espèces et l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Ce résultat rejoint les observations de Magnan (2014) qui mentionne que le contexte de gouvernance au Canada s’inscrit dans une perspective fiduciaire dont les responsabilités des membres du conseil d’administration en matière de conformité et de mise en place de contrôles au sein de leur organisation ont été accrues, contribuant ainsi à accroître l’ampleur et l’importance de la tâche de surveillance. Les résultats obtenus rejoignent donc ceux de Rickling et Sharma (2017) et supportent notre sous-hypothèse H1.3 qui prévoyait un lien négatif entre la rémunération versée en espèces et l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Parallèlement, cette relation n’est pas significative pour les sommes octroyées ou versées sous forme d’options ou d’actions. Une explication potentielle réside dans le fait que les administrateurs, étant donné leurs responsabilités de surveillance et de fiduciaire accrues, seront plus attentifs aux choix comptables discrétionnaires opportunistes des dirigeants même si cela a des répercussions sur leur propre rémunération octroyée sous forme d’options ou d’actions. Ainsi, en raison des résultats obtenus, nous ne pouvons supporter nos sous-hypothèses H1.1 et H1.2 qui prévoyaient un lien positif entre la rémunération de forme incitative, soit en options d’achat d’action ou actions, avec la gestion du résultat comptable.

50En outre, les résultats démontrent que la variable indépendante ln$CAUDit est négativement et significativement reliée à l’ampleur des accruals discrétionnaires. Ainsi, plus une entreprise verse des sommes importantes pour son comité d’audit, moins ses dirigeants gèrent les résultats comptables avec les accruals. Considérant qu’au Canada les comités d’audit sont majoritairement rémunérés à l’aide de jetons de présence, ces résultats rejoignent les constats de Vafeas (2005) et de Lin et Hwang (2010) qui soutiennent que plus un comité d’audit se rencontre souvent, moins l’entreprise utilise les accruals discrétionnaires pour gérer ses résultats comptables. Ainsi, selon notre définition de l’information financière de qualité, on peut supposer que lorsque les sommes versées au comité d’audit sont importantes, la qualité de l’information financière publiée l’est également. Donc, les résultats obtenus supportent notre deuxième hypothèse H2 qui prévoyait un lien négatif entre les sommes versées au comité d’audit et la gestion du résultat comptable.

51Les résultats démontrent de plus un lien positif et significatif entre les honoraires d’audit et l’importance de la gestion du résultat comptable, ce qui semble aller à l’encontre du résultat obtenu avec la rémunération du comité d’audit montrant un lien négatif. Considérant le rôle de fiduciaire conférant une importance accrue aux responsabilités liées à la surveillance pour l’administrateur (Magnan 2014), il est possible que ces derniers soient intéressés à publier une information financière plus neutre et moins manipulée, expliquant ainsi le lien négatif avec l’ampleur de l’utilisation d’accruals, qu’ils soient positifs ou négatifs. Parallèlement, l’auditeur risque d’être plus intéressé à présenter une information conservatrice, favorisant l’utilisation d’accruals négatifs, pour éviter un litige avec les utilisateurs externes des états financiers.

52Les résultats n’ont pas permis d’observer un lien significatif entre la présence d’auditeurs de grands cabinets BIG4it et l’utilisation des accruals discrétionnaires. Par conséquent, ces résultats ne sont pas en lien avec les résultats de la littérature anglo-saxonne (par ex, Becker et al. 1993 ; Krishnan 2003) qui mentionnent un lien négatif et significatif. Selon nos résultats, le prestige du cabinet d’audit (le fait d’appartenir au groupe des Big4) n’a pas de lien significatif avec la propension à gérer le résultat comptable.

  • 8 En raison de l’accessibilité aux données, nous ne connaissons pas le nombre de directeur général qu (...)

53Concernant les variables de contrôle liées à la composition du conseil d’administration soit l’indépendance INDit et la dualité de fonction directeur général-président DUALit, aucune d’entre elles n’a obtenu de consensus avec la littérature. L’indépendance des membres du conseil d’administration démontre un lien positif et significatif à un seuil de 5 %. Ces résultats diffèrent des résultats de Klein (2002) qui a obtenu un résultat contraire, même lorsque les accruals discrétionnaires en valeurs absolues ont été utilisés. Ainsi, plus il y a d’indépendants qui siègent au conseil, moins les résultats comptables publiés semblent neutres et de qualité. Finalement, la dualité de fonction directeur général-président du conseil démontre un lien négatif, mais non significatif avec la gestion du résultat comptable, ce qui est contraire aux recherches antérieures (Jensen 1993 ; Bebchuck et Fried 2004). Une explication possible réside dans le fait que les entreprises de l’échantillon sont des entreprises manufacturières canadiennes où la concentration de l’actionnariat est très élevée (81 % des entreprises-années de l’échantillon ont au moins 1 actionnaire dominant, c’est-à-dire qui détient 10 % et plus des actions avec droit de vote). Le marché canadien compte aussi beaucoup plus d’entreprises familiales qu’aux États-Unis. Plusieurs directeurs généraux sont donc aussi potentiellement actionnaires dominants dans l’entreprise8 ou proviennent de la famille du fondateur et n’ont pas d’intérêt à utiliser les accruals discrétionnaires dans une optique opportuniste.

54En ce qui concerne les variables en lien avec le financement de l’entreprise, la variable DETTEit est positivement et significativement associée à l’ampleur de la gestion du résultat comptable. Ces résultats supportent la théorie positive de la comptabilité selon laquelle les dirigeants sont incités à utiliser des techniques comptables agressives pour se conformer aux exigences initiales de qualification au crédit des banques et des bailleurs de fonds (Watts et Zimmerman 1986). Les conditions contractuelles spécifiques à respecter créent une pression dans les résultats à atteindre pour les dirigeants. Quant à la variable DOMINANTSit, elle ne présente pas de lien significatif avec l’utilisation des accruals discrétionnaires.

55Les variables de contrôle liées à la cotation sur les marchés américains USAit, à la présence d’experts financiers au comité d’audit EXPERTit, à la croissance de l’entreprise GROWTHit et au secteur d’activité SICCONSit, SICILOURDESit et SICINDCOMMit révèlent certains liens significatifs. Plus particulièrement, les variables mesurant la croissance de l’entreprise GROWTHit et la cotation à un marché américain USAit démontrent des liens positifs et significatifs avec la gestion du résultat comptable estimée en valeur absolue. Comme nous ne savons pas si cette gestion du résultat comptable est positive ou négative, il nous est difficile de savoir si c’est dans un dessein optimiste ou conservateur. Par exemple, si le bénéfice est sous-évalué par des techniques de gestion du résultat, il est possible de supposer que les entreprises en croissance soient davantage susceptibles d’avoir besoin de capitaux externes pour soutenir leur croissance et préfèrent une attitude conservatrice dans le but de réduire le risque associé à la responsabilité des administrateurs et des hauts dirigeants. On pourrait aussi supposer que si le résultat est surévalué, c’est pour maintenir un cours de l’action plus élevé ou encore, pour satisfaire aux exigences de l’institution prêteuse. Quant à la variable EXPERTit, nous n’avons pas obtenu de résultat significatif, contrairement à certains travaux antérieurs qui ont observé un lien négatif (Bédard et al. 2004 ; Lin et Hwang 2010). Ce résultat s’explique potentiellement par le fait qu’en moyenne seulement 31 % des membres de l’échantillon siégeant sur le comité d’audit ont un titre comptable ou en finance (les membres ayant seulement un diplôme de premier cycle en administration ou un MBA ou de l’expérience pratique en comptabilité/finance n’étant pas considérés dans l’analyse). Ce pourcentage diminue à 13,8 % si l’on considère l’ensemble des membres du conseil d’administration. Finalement, les variables liées aux secteurs d’activité SICCONSit et SICINDCOMMit démontrent des liens négatifs et significatifs dans les trois modèles de régression. Le secteur d’activité semble donc influencer l’ampleur et le signe de la gestion du résultat comptable.

5.3. Test supplémentaire

56En considérant que les méthodes d’accruals discrétionnaires intègrent à la fois l’utilisation d’accruals discrétionnaires positifs et négatifs (donc une gestion positive peut contrebalancer une gestion négative), nous proposons un test supplémentaire qui discrimine les accruals discrétionnaires positifs des négatifs. Ainsi, nous souhaitons déterminer si la relation entre les sommes versées aux administrateurs siégeant au conseil d’administration ou spécifiquement celles pour le comité d’audit et la gestion du résultat comptable obtiendrait un résultat différent si on précisait le sens de la gestion du résultat comptable.

57Pour ce faire, nous avons effectué deux régressions, une pour les accruals positifs et l’autre, pour les accruals négatifs. Le modèle de régression utilisé prend en considération les deux variables indépendantes. Par conséquent, la variable DECHOWABSit devient DECHOWPOSit et DECHOWNEGit, qui représentent respectivement les accruals discrétionnaires positifs et négatifs selon la méthode d’estimation de Dechow et al. (1995).

G-RESit =

α0 + α1ln$CAnetit + α2ln$CAUDit + α3ln$AUDFEEit + α4DETTEit + α5BIG4it + α6USAit + α7EXPERTit + α8DUALit + α9INDit + α10DOMINANTSit+ α11SICCONS+ α12SICINDCOMMit + α13lnSIZEit14GROWTHit + α15SIZE_CAit + α16SIZE_CAUDit + α17YEAR2011it + α18YEAR2012it + Ɛ

i = (1…248) ; t = (2011…2013) et G-RESi = (DECHOWPOSit ; DECHOWNEGit)

58Les résultats des deux régressions sont présentés au tableau 5. La première colonne du tableau n’est que la reproduction de la régression en valeur absolue présentée au tableau 4. Les deux dernières colonnes sont les résultats des régressions utilisant les accruals discrétionnaires positifs et négatifs.

Tableau 5. Régressions linéaires selon le sens de la gestion du résultat

DECHOWABSit

DECHOWPOSit

DECHOWNEGit

Constante

-0,068

0,048

0,084

ln$CAnetit

0,000

0,000

0,000

ln$CAUDit

-0,006

***

-0,007

***

0,006

**

ln$AUDFEE

0,028

**

0,015

-0,029

*

DETTEit

0,007

**

0,076

***

-0,007

**

BIG4it

-0,003

-0,001

-0,001

USAit

0,018

0,001

-0,028

EXPERTit

0,049

0,000

-0,011

DUALit

-0,020

-0,026

0,013

INDit

0,093

**

0,148

***

-0,041

DOMINANTSit

0,007

-0,011

-0,021

SICCONSit

-0,047

***

-0,033

0,041

*

SICINDCOMMit

-0,039

***

-0,046

**

0,021

lnSIZEit

-0,065

***

-0,058

***

0,065

***

GROWTHit

0,004

**

0,044

***

-0,003

*

SIZE_CAit

0,000

-0,006

0,000

SIZE_CAUDit

-0,012

*

-0,002

0,014

YEAR2011it

-0,004

-0,011

0,001

YEAR2012it

0,002

-0,015

-0,017

R2 ajusté

0,175

26,8 %

12,1 %

Ƒ-stat

7,326

***

5,909

***

3,242

***

D-Watson

1,837

1,788

1,982

N

538

243

295

*, **, *** : Significatif aux seuils de 10 %, de 5 % et de 1 % respectivement.

DECHOWABSit, DECHOWPOSit et DECHOWNEGit représentent respectivement les accruals discrétionnaires en valeurs absolues, ceux en valeurs positives et ceux en valeurs négatives (mesurés en valeurs positives) estimées par le modèle de Dechow et al. (1995) d’une entreprise i au cours d’une année t ; ln$CAnetit représente le logarithme naturel de la rémunération totale des membres du conseil d’administration (nette de la rémunération pour le comité d’audit) versée par une entreprise i au cours de l’année t ; ln$CAUDit indique le logarithme naturel de la rémunération versée au comité d’audit par une entreprise i au cours de l’année t ; ln$AUDFEEit représente les honoraires d’audit versés par une entreprise i au cours de l’année t ; DETTEit indique la somme des dettes sur les actifs totaux d’une entreprise i au cours de l’année t ; BIG4it est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si l’auditeur d’une entreprise i appartient au groupe des quatre grands cabinets au cours de l’année t ; USAit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si l’entreprise i est listée sur une bourse aux États-Unis au cours de l’année t ; EXPERTit indique la proportion des membres du comité d’audit d’une entreprise i qui détiennent un diplôme en comptabilité ou finance ou un titre comptable reconnu au cours d’une année t ; DUALit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si le directeur général d’une entreprise i est aussi à la tête du conseil d’administration au cours d’une année t ; INDit indique la proportion des membres du conseil d’administration d’une entreprise i qui sont indépendants au cours d’une année t ; DOMINANTSit est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si un actionnaire d’une entreprise i détient au moins 10 % des droits de vote à la fin d’une année t ; SICCONSit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des biens de consommation (SIC 2000 à 2700) au cours de l’année t ; SICILOURDESit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des industries lourdes (SIC 2800 à 3400) au cours de l’année t ; et SICINDCOMMit comprend les entreprises i œuvrant dans le sous-secteur des biens industriels et commerciaux (SIC 3500 à 3900) au cours de l’année t ; lnSIZEit est le logarithme naturel des actifs totaux d’une entreprise i à la fin de l’année t ; GROWTHit représente la variation en pourcentage du chiffre d’affaires de l’entreprise i de l’année t avec celui de l’année t-1 ; SIZE_CAit indique le nombre de membres qui siègent sur le conseil d’administration d’une entreprise i au cours de l’année t ; SIZE_CAUDit indique le nombre de membres qui siègent sur le comité d’audit d’une entreprise i au cours de l’année t. ; YEAR2011it et YEAR2012it prennent la valeur de 1 lorsque la donnée est tirée de l’année 2011 ou 2012 selon le cas et de 0 dans le cas contraire.

59La régression en valeurs absolues DECHOWABSit présentée à la première colonne du tableau 5 propose une relation négative et significative entre l’importance de la rémunération du comité d’audit et l’ampleur de la gestion du résultat en valeurs absolues. Pour être en mesure de préciser la nature du lien, nous avons tenu compte du sens de la gestion du résultat comptable ; les différentes régressions supplémentaires sont présentées aux 2e et 3e colonnes du tableau 5. Ainsi, selon les résultats présentés, la rémunération des administrateurs n’est toujours pas significativement liée à la gestion du résultat comptable, qu’elle soit négative ou positive. Nous avons également refait l’analyse (non présentée dans ce tableau) afin de déterminer si le type de rémunération des administrateurs, soit la rémunération versée en espèces, options ou actions, conservait le même lien qu’avec l’ampleur des courus en valeurs absolues. Selon les résultats obtenus, la rémunération versée en espèces est significativement liée à une gestion positive du résultat comptable alors qu’elle est positivement liée à la gestion négative. La rémunération versée en options et actions ne présente toujours pas de liens significatifs avec l’un ou l’autre des deux sens. De plus, nous observons que les sommes versées au comité d’audit sont négativement et significativement liées à l’ampleur des accruals positifs, ce qui indique que plus les sommes versées au comité d’audit sont importantes, moins l’entreprise utilise les accruals afin d’améliorer le résultat comptable. Parallèlement, le modèle qui utilise les accruals négatifs uniquement démontre un lien significatif et positif avec l’ampleur des accruals négatifs, ce qui indique que plus les sommes versées au comité d’audit sont importantes, plus l’entreprise utilise les accruals afin de réduire son résultat. Ces résultats démontrent que lorsque l’on paie davantage les membres du comité d’audit (que ce soit via une rémunération forfaitaire annuelle ou encore des jetons de présence), les résultats comptables sont soit plus conservateurs ou moins « manipulés ». Ces résultats sont en lien avec les travaux antérieurs qui ont observé un lien négatif entre l’expertise ou le nombre de réunions du comité d’audit et la gestion du résultat comptable (par ex : Bédard et al. 2004 ; Vafeas 2005). Ces résultats supportent aussi les observations de Magnan (2014) qui mentionne que l’importance du rôle de fiduciaire des administrateurs canadiens est importante et justifie la publication de résultats comptables plus conservateurs.

60Les résultats concernant le lien entre les honoraires d’audit et l’utilisation d’accruals dans le but de réduire le résultat comptable sont surprenants. En raison des résultats positifs et significatifs obtenus avec l’utilisation d’accruals en valeurs absolues, nous avions avancé dans la section précédente qu’il était possible que les auditeurs aient favorisé l’utilisation d’accruals négatifs étant donné que nous ne pouvions pas déterminer le sens de l’utilisation des accruals lorsque les valeurs absolues sont utilisées. Cependant, selon les résultats présentés tableau 5, plus les honoraires d’audit sont élevés, moins l’utilisation d’accruals dans le but de réduire le résultat est grande. Les auditeurs limitent ainsi l’utilisation d’accruals permettant de réduire le résultat comptable, mais ne favorisent pas nécessairement l’utilisation d’accruals permettant d’augmenter le bénéfice (le lien n’étant pas significatif). Il est donc possible que le contexte économique de la période à l'étude ait influencé les résultats ; le ROA moyen de la période à l’étude étant largement négatif (moyenne de -10,23 % pour les entreprises de l’échantillon au cours de la période 2011-2013).

61Ce test supplémentaire apporte en outre quelques autres constats intéressants, notamment avec les variables DETTEit et GROWTHit. Selon les résultats présentés au tableau 5, une entreprise plus endettée utilise davantage les accruals positifs (probablement afin de se conformer aux exigences d’une institution prêteuse) tandis qu’une entreprise moins endettée utilise davantage les accruals négatifs (probablement afin de réduire le fardeau fiscal). Un constat similaire peut aussi être obtenu auprès des entreprises en croissance où les résultats montrent que ces entreprises utilisent davantage les accruals discrétionnaires afin d’améliorer leur résultat comptable. Il est possible de penser que les gestionnaires utilisent cette latitude discrétionnaire en vue de hausser le cours de l’action, de stimuler les investissements externes ou de favoriser le financement.

6. Conclusion

62Nous avons démontré que les sommes consacrées au conseil d’administration ne sont pas liées à l’utilisation d’accruals discrétionnaires. Bien que les entreprises puissent être tentées d’offrir une meilleure rémunération aux membres du conseil d’administration dans le but d’attirer de meilleurs candidats au sein de leur conseil et ainsi s’offrir une plus grande surveillance du directeur général, nous constatons que l’importance de la rémunération versée aux administrateurs ne semblent pas avoir de lien avec la gestion du résultat comptable. Une rémunération plus importante des administrateurs ne semble en fait pas avoir d’effet limitatif sur l’utilisation des accruals discrétionnaires. Cependant, les résultats obtenus semblent montrer l’importance du choix de la forme de rémunération du conseil pour limiter la gestion du résultat. Une rémunération en espèces limite l’ampleur de la gestion du résultat comptable. De plus, une rémunération en espèces limite la gestion visant à augmenter le résultat comptable et encourage l’utilisation de courus visant à le réduire.

63Par ailleurs, lorsque nous analysons la rémunération du comité d’audit, nous constatons qu’une entreprise qui a un comité bien rémunéré gère moins son résultat comptable. Lorsque nous répétons l’analyse en précisant le sens de l’accrual, nous remarquons que l’ampleur de la gestion positive du résultat est moins grande et que l’ampleur de la gestion négative est plus élevée auprès de l’entreprise qui paie davantage les membres de son comité. Nous pouvons donc proposer que le comité d’audit mieux rémunéré consacre plus de temps aux activités de surveillance et que, pour pouvoir garder leur poste et réputation, les membres du comité d’audit exercent une plus grande diligence à la gestion du résultat comptable, quitte même à privilégier la publication de résultats plus conservateurs.

64Les résultats et conclusions que nous tirons doivent être interprétés tout en tenant compte de certaines limites. Tout d’abord, comme dans les travaux portant sur la gestion du résultat comptable, les méthodes d’estimation des accruals discrétionnaires reposent sur l’utilisation de mesures spécifiques. Ainsi, bien que la méthode choisie soit largement utilisée dans la littérature pour quantifier ou détecter la gestion du résultat comptable, elle demeure une estimation. De plus, plusieurs travaux (ex. Jones 1991 ; Klein 2002) ont utilisé les deux premiers chiffres du code SIC pour calculer les accruals discrétionnaires afin d’utiliser des entreprises appartenant le plus possible à la même industrie. En raison du nombre moins élevé d’entreprises manufacturières qui sont cotées au Canada, nous avons plutôt regroupé les entreprises manufacturières en trois grands sous-secteurs, à l’instar d’autres travaux (Dumas 2014), rendant ainsi les groupements les plus homogènes possible. Un groupement différent d’entreprises aurait eu comme conséquence de modifier l’estimation des accruals discrétionnaires, et ce, pour toutes les méthodes utilisant les accruals. Enfin, notre échantillon est constitué de données financières des années 2011 à 2013, soit trois années où la performance économique des entreprises manufacturières canadiennes a été relativement faible. Un échantillon d’entreprises avec de meilleures performances financières ou encore une période d’étude située en meilleur contexte économique aurait eu probablement un impact sur les résultats et conclusions.

65De futurs travaux pourraient être effectués afin de déterminer si d’autres spécificités des administrateurs telles que leur réputation et leurs compétences, leur indépendance réelle (soit une définition élargie du concept d’indépendance qui prend en considération le nombre de conseils d’administration sur lesquels siègent ces derniers ou encore leur ancienneté au sein du conseil) ont une incidence davantage significative sur la qualité de l’information financière. De plus, il serait pertinent d’examiner si les entreprises consacrant des sommes importantes à la rémunération de leurs administrateurs (et aux membres de leur comité d’audit) font une gestion bienveillante du résultat comptable comme, par exemple, dans le but d’avantager l’entreprise lors de fusions et d’acquisitions (Erickson et Wang 1999) ou lors de l’obtention de financement (Magnan et Cormier 1997). Il serait aussi pertinent de remplacer la gestion du résultat comptable par la gestion réelle et de déterminer si le montant et la forme de la rémunération des administrateurs impactent cette dernière. En outre, nous pourrions envisager de reprendre l’étude sur une période plus longue et dans un contexte économique plus florissant, afin de valider si les liens ou l’absence de lien observés entre les rémunérations et les formes de rémunération des administrateurs et la gestion du résultat comptable sont constants.

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Annexe

Annexe 1. Corrélations de Pearson

Variables

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(1)

DECHOWABSit

1,000

(2)

ln$CAnetit

-0,191

***

1,000

(3)

ln$CAUDit

-0,259

***

0,539

***

1,000

(4)

ln$AUDFEEit

-0,252

***

0,555

0,493

**

1,000

(5)

DETTEit

0,121

***

0,002

0,010

-0,049

1,000

(6)

EXPERTit

0,036

0,049

0,044

0,057

-0,042

1,000

(7)

INDit

0,050

0,183

***

0,182

***

0,266

0,032

0,094

**

1,000

(8)

lnSIZEit

-0,331

***

0,546

***

0,496

***

0,915**

-0,088

**

0,042

0,219

***

1,000

(9)

GROWTHit

0,113

***

-0,020

-0,017

-0,074

-0,026

-0,049

-0,084

-0,062

1,000

(10)

SIZE_CAit

-0,197

***

0,448

***

0,404

***

0,648**

-0,007

-0,128

***

0,224

***

0,627

***

-0,075

1,000

(11)

SIZE_CAUDit

-0,166

***

0,315

***

0,337

***

0,214**

-0,016

0,003

0,240

***

0,386

***

0,004

0,410

***

1,000

**, *** significatif aux seuils de 5 % et 1 % respectivement

DECHOWABSit représente les accruals discrétionnaires en valeurs absolues estimés par les modèles de Dechow et al. (1995) d’une entreprise i au cours d’une année t ; ln$CAnetit représente le logarithme naturel de la rémunération totale des membres du conseil d’administration (nette de la rémunération pour le comité d’audit) versée par une entreprise i au cours de l’année t ; ln$CAUDit indique le logarithme naturel de la rémunération versée au comité d’audit par une entreprise i au cours de l’année t ; ln$AUDFEEit représente le logarithme naturel des honoraires d’audit versés par une entreprise i au cours de l’année t ; DETTEit indique la somme des dettes sur les actifs totaux d’une entreprise i au cours de l’année t ; EXPERTit indique la proportion des membres du comité d’audit d’une entreprise i qui détiennent un diplôme en comptabilité ou finance ou un titre comptable reconnu au cours d’une année t ; INDit indique la proportion des membres du conseil d’administration d’une entreprise i qui sont indépendants au cours d’une année t ; lnSIZEit est le logarithme naturel des actifs totaux d’une entreprise i à la fin de l’année t ; GROWTHit représente la variation en pourcentage du chiffre d’affaires de l’entreprise i de l’année t avec celui de l’année t-1 ; SIZE_CAit indique le nombre de membres siégeant sur le conseil d’administration d’une entreprise i au cours de l’année t ; SIZE_CAUDit indique le nombre de membres qui siègent sur le comité d’audit d’une entreprise i au cours de l’année t.

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Notes

1 IFRS édition 2019, modifications terminologiques.

2 IFRS édition 2019, par. QC-14.

3 L’annexe 58-101A1 de l’instrument national fournit une description détaillée des éléments d’information que les émetteurs doivent publier.

4 L’indice CSSBI (Canadian Spencer Stuart Board Index) représente les 100 plus grandes entreprises cotées en bourse dont les données sont analysées annuellement par la firme Spencer Stuart.

5 5 Règlement 52-110 de la CVMO (publication des honoraires d’audit et autres types de services fournis par l’auditeur pour l’année en cours et l’année passée)

6 Règlement 51-102A6 de la Commission des valeurs mobilières de l’Ontario (publication des salaires des administrateurs, ainsi que les cinq plus hauts salariés de l’entreprise)

7 Le modèle de Black-Scholes est un modèle qui sert à estimer la valeur marchande des options octroyées selon la volatilité du titre, la relation du prix de l’action au prix d’exercice, les dividendes espérés, les taux d’intérêt estimatifs ainsi que le délai d’expiration de l’option. Ce modèle est largement utilisé en finance, au point que l’évaluation des options est la très grande majorité du temps effectuée selon ce modèle dans les différents documents financiers officiels que l’on retrouve sur le site des Autorités canadiennes en valeurs mobilières (SEDAR.com).

8 En raison de l’accessibilité aux données, nous ne connaissons pas le nombre de directeur général qui sont aussi actionnaires dominants. Nous ne pouvons donc qu’émettre une hypothèse.

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Pour citer cet article

Référence électronique

Caroline Talbot et Sylvie Berthelot, « Rémunération du conseil d’administration et du comité d’audit et gestion du résultat comptable », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], NS-8 | 2020, mis en ligne le 22 février 2020, consulté le 11 août 2020. URL : http://journals.openedition.org/fcs/4514 ; DOI : https://doi.org/10.4000/fcs.4514

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Auteurs

Caroline Talbot

DBA, CPA Auditeur, CA, Professeure agrégée à l’Université de Sherbrooke, École de gestion – Université de Sherbrooke, Sherbrooke, (Québec) J1K 2R1, CANADA, Courriel : Caroline.Talbot@USherbrooke.ca

Sylvie Berthelot

Ph.D., FCPA, FCMA, CPA, CMA, Professeure titulaire à l’Université de Sherbrooke, École de gestion - Université de Sherbrooke, Sherbrooke, (Québec) J1K 2R1, CANADA, Courriel : Sylvie.Berthelot@USherbrooke.ca

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