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Impact des caractéristiques du conseil d’administration et du
comité d’audit sur la qualité du résultat comptable des entreprises
françaises
Wafa MASMOUDI AYADI Doctorante en Méthodes de Finance et Comptabilité
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion, Université de Sfax
E-mail : [email protected]
Younes BOUJELBENE Professeur
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion, Université de Sfax
Résumé : L’objectif de cet article est d’analyser la relation entre les caractéristiques du
conseil d’administration et du comité d’audit et la qualité du résultat comptable appréciée par
la gestion de résultat et le pouvoir informationnel sur un échantillon de 117 entreprises
françaises du SBF 250 pendant la période 2003-2011. Les résultats empiriques montrent que
la présence d’un comité d’audit constitue le principal facteur explicatif de la qualité du
résultat puisqu’il permet une diminution de la gestion de résultat et du pouvoir informationnel
du bénéfice comptable. Les résultats de cette étude font ressortir que le cumul des fonctions
de directeur général et de président du conseil a un impact négatif sur le pouvoir
informationnel. Dans les entreprises dotées d’un comité d’audit, nous constatons que, d’une
part, l’indépendance des membres du conseil d’administration affecte positivement le niveau
de la gestion de résultat et, d’autre part, la taille du conseil d’administration et l’indépendance
des membres du comité d’audit contribuent à une diminution du pouvoir informationnel du
bénéfice comptable.
Mots clés : Conseil d’administration, comité d’audit, qualité du résultat, gestion de résultat,
pouvoir informationnel.
Abstract : The aim of this paper is to analyze the relationship between the characteristics of
board of directors and audit committee and the quality of accounting earning assessed by the
earning management and the informativeness on a sample of 117 French companies from the
SBF 250 index during the period 2003-2011. The empirical results show that the presence of
an audit committee is the main explanatory factor of the earning quality since it allows a
reduction in earning management and informativeness of accounting earning. The results of
this study indicate that the combined functions of CEO and chairman of the board has a
negative impact on the informativeness. In companies with an audit committee , we find that,
on the one hand, the independence of board members positively affects the level of earning
management and, secondly, the board size and the independence of audit committee members
contribute to a decrease in the informativeness of accounting earning.
Keywords: Board of directors, audit committee, earning quality, earning management,
informativeness.
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INTRODUCTION
Depuis l’année 2002, les faillites spectaculaires des grandes entreprises (telles que Enron,
WorldCom, Parmalat,…) ont perturbé profondément le secteur économique et financier à
l’échelle mondiale. Ces scandales comptables et financiers ont mis en évidence plusieurs
manipulations commises par les dirigeants et ont suscité une crise de confiance des
investisseurs vis-à-vis des marchés financiers ainsi qu’une perte de crédibilité des
informations comptables publiées.
Dans ce contexte où se règnent des pertes de confiance des utilisateurs envers le « reporting »
financier, plusieurs débats et réflexions ont été posées en matière de comptabilité et de
gouvernance des entreprises dans l’objectif de remédier aux déséquilibres apparus dans le
monde des affaires et de résoudre le problème touchant l’information comptable.
A l’échelle internationale, les organismes de réglementation de divers pays ont réagi en
réformant les pratiques de gouvernance des entreprises cotées et ont adopté des mesures
correctives en vue de reconquérir la confiance des investisseurs financiers. Leurs apports
étaient la loi « Sarbanes-Oxley Act » (2002) aux Etats-Unis et la loi de sécurité financière
(2003) en France. Ces nouvelles réglementations imposent la séparation des fonctions de
directeur général et de président du conseil d’administration, la révision de la taille du conseil
d’administration, l’augmentation de l’indépendance des administrateurs et l’inclusion des
experts financiers au sein du comité d’audit.
Sur le plan académique, les chercheurs en la matière ont déployé beaucoup d’efforts pour
s’interroger sur la capacité du nouveau système de gouvernement à protéger les intérêts des
actionnaires, à réduire le niveau de fraude et de gestion de résultat et à garantir l’image fidèle
des informations financières communiquées. Notre recherche s’inscrit dans ce cadre et vise
alors à compléter ces études en testant la capacité du conseil d’administration et du comité
d’audit à améliorer la qualité de l’information comptable contenue dans les états financiers
des entreprises françaises. Donc, la question de recherche est la suivante : quel est l’impact
des caractéristiques du conseil d’administration et du comité d’audit sur la qualité du résultat
comptable ?
La qualité de résultat est un concept multidimensionnel qui renferme plusieurs attributs tels
que la gestion de résultat, la persistance, la prédictibilité, le pouvoir informationnel, le
conservatisme et la ponctualité. Conformément à Warfield et al. (1995), Gabrielsen et al.
(2002) et Sánchez-Ballesta et García-Meca (2007), nous retenons dans la présente recherche
deux mesures différentes de la qualité du résultat comptable ayant trait à la gestion de résultat
et le pouvoir informationnel. La gestion de résultat est une intervention intentionnelle de la
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part des dirigeants pour ramener le résultat de la firme à un niveau requis qui répond à un
objectif précis. Elle se situe dans un cadre licite dans la mesure où elle résulte de l’utilisation
d’une certaine souplesse de la loi comptable. Le pouvoir informationnel permet de traduire le
niveau d’association du bénéfice comptable avec le rendement boursier.
Dans cette étude, les caractéristiques du conseil d’administrations retenues sont la taille, le
degré d’indépendance des administrateurs et le cumul des fonctions de directeur général et de
président du conseil d’administration. Les caractéristiques du comité d’audit examinées sont
l’existence, l’indépendance, la compétence et la diligence.
Le présent article est structuré de la manière suivante. La première section présente le cadre
théorique et les hypothèses de recherche. La deuxième section décrit notre méthodologie de
recherche. L’analyse des résultats obtenus est détaillée dans une troisième section. Enfin, nous
concluons cet article par une synthèse et quelques voies de recherche.
1. CADRE THEORIQUE ET HYPOTHESES DE RECHERCHE
Dans ce qui suit, nous présentons une revue des études antérieures traitant, d’une part,
l’impact des caractéristiques du conseil d’administration sur la qualité du résultat comptable
et, d’autre part, l’impact des caractéristiques du comité d’audit sur la qualité du résultat
comptable. Cette revue de la littérature va nous permettre de formuler les hypothèses de
recherche.
1.1. IMPACT DES CARACTERISTIQUES DU CONSEIL D’ADMINISTRATION SUR LA QUALITE DU
RESULTAT COMPTABLE
Les principales caractéristiques du conseil d’administration susceptibles d’avoir un effet sur
l’exercice de son rôle de surveillance et la qualité du résultat comptable sont la taille, le
pourcentage des administrateurs externes indépendants et le cumul des fonctions de directeur
général et de président du conseil d’administration (Fama, 1980 ; John et Senbet, 1998).
1.1.1. La taille du conseil d’administration
Concernant le lien entre la taille du conseil et la fiabilité des états financiers, telle que perçue
par le niveau de fraude comptable ou de gestion de résultat, les résultats empiriques sont
partagés. Certaines études confirment l’association positive (Beasley, 1996 ; Kao et Chen,
2004) alors que d’autres valident la relation négative (Chtourou et al., 2001 ; Xie et al., 2003 ;
Chekili, 2012).
En ce qui concerne le lien entre la taille du conseil et la pertinence informationnelle, Vafeas
(2000) dans le contexte américain et Kamran et al. (2006) dans le contexte de la Nouvelle
Zélande confirment l’association négative. A cet égard, les conseils de petite taille sont plus
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efficaces que les conseils de grande taille dans la surveillance et le contrôle de la qualité des
données comptables. Néanmoins, Anderson et al. (2003) ne trouvent pas de lien significatif
entre le contenu informatif du bénéfice et la taille du conseil d’administration dans le contexte
américain.
En se référant aux études antérieures, nous pouvons affirmer que la relation entre la taille du
conseil et la qualité de l’information financière n’est pas évidente. Mais, en général les
conseils de grande envergure sont moins efficaces et agissent sur la qualité de l’information
dans le sens négatif. D’où l’hypothèse suivante :
H1 : La taille du conseil d’administration a un impact négatif sur la qualité du résultat
comptable.
1.1.2. Le pourcentage des administrateurs externes indépendants
Les administrateurs externes indépendants n’ont aucun lien avec la firme que celui d’être
membres du conseil d’administration. Ils jouent un rôle plus important que les administrateurs
internes car ils sont capables d’apporter une grande indépendance et impartialité pour les
décisions du conseil. Les administrateurs externes indépendants sont les mieux placés pour
contrôler les dirigeants et s’assurer qu’ils poursuivent des politiques compatibles avec les
intérêts des actionnaires.
Chtourou et al. (2001), Klein (2002), Davidson et al. (2005), Peasnell et al. (2005), García-
Meca et Sánchez-Ballesta (2009), Chekili (2012), Heirany et al. (2013) et Waweru et Riro
(2013) affirment que les firmes avec un conseil d’administration renfermant un pourcentage
assez important d’administrateurs externes ont une faible tendance à s’engager dans une
pratique de gestion des résultats.
Vafeas (2000) et Kamran et al. (2006) ne trouvent aucune évidence à l’appui de l’hypothèse
que les administrateurs externes contribuent à l’amélioration du pouvoir informationnel du
bénéfice comptable.
Néanmoins, Anderson et al. (2003) affirment que le rendement du bénéfice signalé est
positivement associé à l’indépendance du conseil d’administration. En outre, Petra (2007)
trouve, sur un panel de 765 observations relatives à 203 firmes américaines pendant la période
1996-1999, que le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant au conseil
d’administration est positivement associé au coefficient de réponse de bénéfice « Earning
Response Coefficient ».
Egalement, Firth et al. (2006), en se basant sur un échantillon de 549 firmes cotées en Chine
pendant la période allant de 1998 à 2000, montrent que les firmes ayant suffisamment
d’administrateurs non exécutifs présentent des bénéfices plus informatifs. Mais, ils trouvent
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que la proportion des administrateurs non exécutifs est positivement associée à l’ampleur des
ajustements comptables discrétionnaires, ce qui est un peu étonnant, car les ajustements
comptables discrétionnaires réduisent le pouvoir informationnel des bénéfices comptables.
De leur coté, Dimitropoulos et Asteriou (2010) examinent la relation entre la composition du
conseil d’administration et la qualité de l’information comptable appréciée par le pouvoir
informationnel, le conservatisme comptable et les ajustements comptables discrétionnaires de
97 entreprises cotées à la bourse d’Athènes durant la période 2000-2004. Ils mettent en
évidence que l’indépendance du conseil d’administration est associée à une meilleure qualité
du résultat comptable.
En examinant un échantillon de 165 entreprises cotées à la bourse de Téhéran durant la
période 2005-2010, Abdoli et Royaee (2012) trouvent que la qualité du résultat comptable
s’améliore dans les entreprises ayant une proportion élevée d’administrateurs non exécutifs.
A travers ces différentes études, nous remarquons que la relation entre l’indépendance des
membres du conseil d’administration et la qualité du bénéfice comptable n’est pas évidente.
Mais, en général les administrateurs externes indépendants, comparativement aux autres types
d’administrateurs sont plus efficaces dans le contrôle des dirigeants et la surveillance du
processus de production de l’information financière. D’où l’hypothèse suivante :
H2 : La proportion des administrateurs externes indépendants a un impact positif sur la
qualité du résultat comptable.
1.1.3. Le cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil
d’administration
Le cumul des fonctions réduit l’aptitude du conseil d’administration à contrôler efficacement
le comportement managérial. Il favorise les stratégies d’enracinement et permet aux dirigeants
de défendre plus aisément les projets qu’ils ont initiés et mis en oeuvre, même si ceux-ci ne
créent pas de la valeur pour les actionnaires. Dans ce sillage, les partisans de la théorie
d’agence plaident en faveur de la séparation des fonctions de directeur général et de président
du conseil d’administration car elle permet de garantir l’indépendance et l’efficacité du
conseil d’administration.
Beasley (1996) et Dechow et al. (1996) trouvent que le cumul des fonctions de gestion et de
contrôle constitue un moyen permettant la production des états financiers frauduleux. Même,
dans un cadre de gestion de résultat, certains chercheurs comme Chtourou et al. (2001),
Peasnell et al. (2005) et Ellili (2013) aboutissent à une association positive et significative
entre le cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration et
les ajustements comptables discrétionnaires. Ianniello (2013) trouve également que la
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concentration du pouvoir entre les mains du CEO affecte positivement le niveau des
ajustements comptables courants et entraîne une détérioration de la qualité du résultat.
S’agissant de la pertinence, Anderson et al. (2003) et Firth et al. (2006) trouvent que le cumul
des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration conduit à des
résultats comptables moins informatifs. Donc, ils confirment l’association négative entre la
dualité des fonctions et le pouvoir informationnel des bénéfices comptables. Toutefois, Petra
(2007) n’aboutit pas à des résultats significatifs dans un contexte américain quant au lien entre
le cumul des postes de directeur général et de président du conseil d’administration et le
pouvoir informationnel des bénéfices.
A travers cette revue de la littérature, nous pouvons conclure que le cumul des fonctions de
directeur général et de président du conseil d’administration conduit à un comportement
opportuniste et inefficient de la part du dirigeant, ayant pour effet une dégradation de la
qualité des bénéfices comptables qui se manifeste par une augmentation des ajustements
comptables discrétionnaires et une diminution du pouvoir informationnel. D’où l’hypothèse
suivante :
H3 : Le cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration
a un impact négatif sur la qualité du résultat comptable.
1.2. IMPACT DES CARACTERISTIQUES DU COMITE D’AUDIT SUR LA QUALITE DU RESULTAT
COMPTABLE
Les principales caractéristiques du comité d’audit ayant un impact probable sur la qualité des
bénéfices comptables sont l’existence, l’indépendance, la compétence et la diligence.
1.2.1. L’existence d’un comité d’audit
Le comité d’audit constitue « le surveillant ultime » des intérêts des actionnaires, de la
transparence des entreprises et du système d’information comptable et financière. Il joue un
rôle primordial dans la revue des états financiers, la supervision des politiques comptables et
l’encadrement rigoureux des pratiques managériales.
Une revue de la littérature montre l’existence de certaines études qui confirment l’utilité de la
présence du comité d’audit dans la prévention de fraude (McMullen, 1996 ; Uzun et al., 2004)
et d’autres études qui ne valident pas le rôle du comité dans la prévention des états financiers
frauduleux (Beasley, 1996 ; Carcello et Naggi, 2004).
Davidson et al. (2005) et Baxter et Cotter (2009) constatent, dans le contexte australien, que
la présence d’un comité d’audit réduit significativement le niveau de gestion de résultat. En
Hong Kong, Jaggi et Leung (2007) confirment aussi le rôle du comité d’audit dans la
limitation des pratiques opportunistes du résultat. En France, Piot et Janin (2007) et Souid et
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Stepniewski (2010) montrent que la présence d’un comité d’audit au sein du conseil
d’administration contraigne le dirigeant à s’engager dans une gestion des résultats. Toutefois,
en Royaume-Uni, Peasnell et al. (2005) n’aboutissent pas à une relation directe entre la
présence d’un comité d’audit et la gestion à court terme du résultat. Mais, ils confirment un
effet indirect à travers l’interaction du comité d’audit avec l’indépendance du conseil
d’administration.
De son coté, Wild (1996) constate une augmentation significative de 20% dans la variabilité
du rendement des actions ou dans la réaction du marché à l’émission du résultat déclaré après
la formation du comité d’audit. Egalement, Chen et al. (2008), en se basant sur un échantillon
de sociétés étrangères cotées aux Etats-Unis, trouvent que les firmes ayant opté pour la
création d’un tel comité ont des meilleures associations entre le rendement boursier et le
résultat comptable.
Il ressort de ces études que l’existence d’un comité d’audit peut affecter la qualité du
« reporting » financier. De ce fait, nous nous attendons à une association positive entre la
présence d’un comité d’audit et la qualité des bénéfices comptables. D’où l’hypothèse
suivante :
H4 : L’existence d’un comité d’audit au sein du conseil d’administration a un impact positif
sur la qualité du résultat comptable.
Mais, la seule présence du comité d’audit ne signifie pas nécessairement que ce comité est
efficace dans l’exercice de sa fonction de contrôle. Donc, il sera plus pertinent de mettre la
lumière sur les autres caractéristiques du comité représentant ses moteurs d’efficacité et de ne
pas se limiter à analyser seul son existence.
1.2.2. L’indépendance des membres du comité d’audit
Concernant la fiabilité, les études antérieures examinant le lien entre l’indépendance des
membres du comité d’audit et le niveau de gestion de résultat sont assez volumineuses et
tendent majoritairement à confirmer la relation négative entre ces deux variables avec
toutefois des nuances et un consensus difficile à établir étant donné la diversité des approches
et des méthodologies adoptées (Klein, 2002 ; Bédard et al., 2004 ; Davidson et al., 2005 ;
Vafeas, 2005 ; Benkel et al., 2006 ; Bradbury et al., 2006 ; Koh et al., 2007 ; Valminck et
Sarens, 2013 ; Ben Amar, 2014). Il convient de signaler que d’autres études comme Piot et
Janin (2007) et Baccouche et al. (2013) aboutissent à une association positive entre
l’indépendance du comité d’audit et le niveau des ajustements comptables discrétionnaires
dans le contexte français.
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En ce qui concerne la pertinence, Anderson et al. (2003), en se basant uniquement sur les
caractéristiques du comité d’audit, illustrent une relation positive entre l’indépendance du
comité et la qualité des bénéfices mesurée par la relation entre le cumul des rendements
anormaux et le résultat inattendu publié. Mais, en combinant à la fois les caractéristiques du
conseil et du comité d’audit, ils n’envisagent pas de relation entre l’indépendance du comité et
le contenu informatif des bénéfices. Egalement, Bryan et al. (2004) montrent, sur un
échantillon de 1291 entreprises américaines durant la période allant de 1996 à 2000, que
l’indépendance du comité d’audit affecte positivement la qualité du résultat comptable
mesurée par le contenu informatif et la transparence du résultat. En plus, Zarai et Bettabai
(2007) concluent à une relation positive entre l’indépendance du comité d’audit et la
pertinence du bénéfice comptable dans le contexte américain. Mais, dans le contexte français,
Janin et Piot (2008) ne trouvent pas d’association significative entre le rendement boursier et
l’indépendance d’un comité d’audit.
En somme, nous constatons que l’indépendance du comité d’audit constitue une
caractéristique qualitative conférant une certaine rigueur à la mission de contrôle et
contribuant ainsi à améliorer la fiabilité et l’intégrité des états financiers. D’où l’hypothèse
suivante :
H5 : La proportion des administrateurs externes indépendants au sein du comité d’audit a un
impact positif sur la qualité du résultat comptable.
1.2.3. La compétence des membres du comité d’audit
A part l’indépendance, la compétence financière des membres du comité d’audit en
comptabilité et dans les domaines connexes constitue aussi l’un des moteurs d’efficacité du
comité d’audit.
Dans une optique de fiabilité, Bédard et al. (2004) affirment que la présence d’au moins un
expert en finance ou en comptabilité minimise l’éventualité d’avoir une pratique de gestion
des résultats et améliore par conséquent la qualité des états financiers. D’autres chercheurs
confirment, dans le contexte américain, l’importance de l’expertise financière et comptable
des membres du comité d’audit dans la prévention de la gestion opportuniste du résultat
comptable (Xie et al., 2003 ; Carcello et al., 2006 ; Dhaliwal et al., 2006). A ce niveau, nous
pouvons affirmer que les pratiques comptables des entreprises américaines sont moins
discrétionnaires lorsque le niveau d’expertise financière du comité d’audit s’accroît.
Dans une optique de pertinence, Bryan et al. (2004) constatent que l’expertise financière des
membres du comité d’audit permet d’améliorer la qualité des bénéfices en augmentant
seulement le contenu informationnel du résultat comptable. Dans la même veine, Zarai et
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Bettabai (2007) trouvent que l’expérience et l’expertise du comité d’audit influencent
positivement la pertinence des bénéfices comptables. En plus, à travers un échantillon de 460
observations relatives à 92 entreprises américaines cotées durant la période allant de 1998 à
2002, Qin (2007) montre que la présence des experts de type I (les comptables, les experts
comptables, les auditeurs, les directeurs financiers et les contrôleurs) au sein du comité
d’audit est cruciale car elle génère une grande relation rendement-bénéfice et contribue ainsi à
une bonne qualité du résultat comptable. Toutefois, l’existence des experts de type II (le
président directeur général, les analystes financiers et les banquiers) n’affecte pas la
pertinence des bénéfices.
Il ressort de toutes ces études que la compétence et l’expertise financière des membres du
comité d’audit en comptabilité et dans les domaines connexes constitue un moteur d’efficacité
et un ingrédient nécessaire pour un contrôle rigoureux. D’où l’hypothèse suivante :
H6 : La compétence financière des membres du comité d’audit a un impact positif sur la
qualité du résultat comptable.
1.2.4. La diligence du comité d’audit
Un comité d’audit qui démontre une grande diligence à travers l’organisation des rencontres
assez fréquentes est plus susceptible de mener une surveillance plus active du processus de
reddition des comptes et de bien contrôler le processus d’établissement des états financiers.
Les études antérieures examinant le lien entre le degré d’implication du comité d’audit et le
niveau de gestion de résultat sont divergentes dans la mesure où certaines études confirment
ce lien (Xie et al., 2003 ; Vafeas, 2005 ; Koh et al., 2007 ; García et al., 2012) et d’autres ne
le valident pas (Bédard et al., 2004 ; Davidson et al., 2005 ; Yang et Krishnan, 2005 ; Rahman
et Ali, 2006 ; Chandrasegaram et al., 2013).
En se focalisant sur les attributs boursiers de la qualité du résultat comptable, Bryan et al.
(2004) affirment que le nombre de réunions du comité d’audit n’affecte pas le contenu
informatif du résultat publié. En plus, Anderson et al. (2003) montrent que la diligence du
comité d’audit n’est pas associée avec le contenu informatif du résultat comptable publié.
Zarai et Bettabai (2007), quant à eux, trouvent que le nombre de réunions du comité n’affecte
pas la pertinence des bénéfices mais il affecte positivement et significativement le degré de
conservatisme comptable.
La diligence du comité d’audit constitue un facteur important garantissant un contrôle efficace
du processus d’établissement des états financiers et aboutissant par conséquent à une qualité
supérieure du bénéfice comptable. D’où l’hypothèse suivante :
H7 : La diligence du comité d’audit a un impact positif sur la qualité du résultat comptable.
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2. METHODOLOGIE DE RECHERCHE
2.1. ECHANTILLON ET COLLECTE DES DONNEES
Pour constituer notre échantillon, nous avons pris comme population initiale les entreprises
françaises cotées à la bourse de Paris appartenant à l’indice SBF 250 durant de la période
allant de 2003 à 2011. De l’échantillon de départ, nous avons éliminé les entreprises
étrangères, les entreprises appartenant au secteur financier en raison de leur réglementation
spécifique en matière de présentation des états financiers et de gouvernance et les entreprises
qui ne clôturent pas leur exercice comptable au 31 décembre. Cette procédure de sélection
nous a permis d’avoir un échantillon final de 117 entreprises, soit 1053 observations.
Les données nécessaires à cette étude englobent les données de gouvernance, les données
comptables et financières et les données boursières. Les données de gouvernance ayant trait
au conseil d’administration et au comité d’audit ont été collectées manuellement à partir des
rapports annuels ou des documents de référence disponibles sur le site Internet de l’Autorité
des Marchés Financiers ou sur le site Internet des entreprises en question. Les données
comptables et financières ont été tirées de la base de données Worldscope. Les données
boursières sont issues de la base de données Datastream.
2.2. DEFINITION ET MESURE DES VARIABLES
2.2.1. La variable dépendante
La qualité du résultat comptable constitue notre variable dépendante. Cette variable est
mesurée à travers deux attributs différents : un attribut comptable qui est la gestion de résultat
et un attribut boursier qui est le pouvoir informationnel.
La gestion de résultat
Pour mesurer le niveau de la gestion de résultat, nous adoptons le modèle de Kothari et al.
(2005) qui se présente de la manière suivante :
TACi,t /TAi,t-1 = 0 (1/TAi,t-1) + 1 ((ΔCA-ΔCC)/TAi,t-1) + 2 (IMMOB/TAi,t-1) + 3 ROAi,t-1+ εi,t
Avec :
TACi,t : le total des ajustements comptables de l’année t : résultat net – liquidités provenant de
l’exploitation ;
TAi,t-1 : le total des actifs de l’année t-1 ;
ΔCA : le chiffre d’affaires de l’année t moins le chiffre d’affaires de l’année t-1 ;
ΔCC : la variation des créances clients entre l’année t-1 et t ;
IMMOB : la valeur brute des immobilisations corporelles de l’année t ;
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ROAi,t-1 : la rentabilité des actifs de début de période appréciée par le rapport entre le résultat
net de l’entreprise et le total des actifs de l’année t-1 ;
εi,t : le terme d’erreur.
Le terme d’erreur en valeur absolue notée ACD correspond à notre mesure de la gestion de
résultat.
Le pouvoir informationnel
Pour mesurer le pouvoir informationnel des bénéfices, nous adoptons comme Warfield et al.
(1995) et Gabrielsen et al. (2002) la régression suivante :
RETi,t = 0 + 1 BPAi,t + εi,t
Avec :
RETi,t : le rendement boursier de l’action calculé sur une période de 15 mois se terminant 3
mois après la date de clôture des comptes ;
BPAi,t : le bénéfice par action de l’entreprise i pour l'année t standardisé par le cours de l’action
de début de période ;
εi,t : le terme d’erreur.
2.2.2. Les variables indépendantes
Les variables indépendantes englobent, d’une part, les variables liées au conseil
d’administration et, d’autre part, les variables liées au comité d’audit.
Les variables liées au conseil d’administration
Les variables liées au conseil d’administration retenues sont la taille, le degré d’indépendance
des administrateurs et le cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil.
La taille du conseil d’administration (TCA) est mesurée par le nombre total des
administrateurs qui y siègent. Cette mesure a été adoptée par plusieurs chercheurs dont
notamment Petra (2007) et Siala et al. (2009).
L’indépendance des membres du conseil d’administration (INDCA) est mesurée par le rapport
entre le nombre des administrateurs externes indépendants et le nombre total des
administrateurs siégeant dans le conseil d’administration. Cette mesure a été également
utilisée par Kamran et al. (2006) et Siala et al. (2009).
Le cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration
(CUMUL) est mesuré par une variable dichotomique qui prend la valeur 1 si les deux postes
sont occupés par la même personne, et 0 si non. Cette mesure a été utilisée aussi par Chtourou
et al. (2001), Petra (2007) et Zarai et Bettabai (2007).
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Les variables liées au comité d’audit
Les caractéristiques du comité d’audit retenues sont l’existence d’un comité d’audit,
l’indépendance, la compétence et la diligence des membres du comité.
L’existence d’un comité d’audit (CAUD) est mesurée par une variable binaire égale 1 si
l’entreprise dispose d’un comité d’audit, et 0 si non. Cette mesure a été adoptée aussi par
Janin et Piot (2008).
L’indépendance des membres du comité d’audit (INDCAUD) est mesurée par le pourcentage
des administrateurs externes indépendants siégeant au comité d’audit. Cette mesure a été
utilisée dans les travaux antérieurs, dont ceux de Wright (1996), Carcello et Neal (2000) et
Zarai et Bettabai (2007).
La compétence des membres du comité d’audit (COMCAUD) est mesurée par une variable
dichotomique qui prend la valeur 1 s’il existe au moins un expert en comptabilité ou en
finance dans le comité d’audit et 0 si non1. Cette variable a été aussi prise en considération par
Piot et Janin (2004), Zarai et Bettabai (2007) et Siala et al. (2009).
La diligence du comité d’audit (DILCAUD) est mesurée par le nombre de réunions des
membres du comité d’audit durant l’année. Cette mesure a été également utilisée par
Baccouche et al. (2013).
2.2.3. Les variables de contrôle
A part les attributs du conseil d’administration et du comité d’audit, il existe d’autres
variables de contrôle ayant un impact probable sur la qualité du résultat comptable comme la
taille de l’entreprise, l’endettement, la croissance et le passage aux normes internationales.
La taille de l’entreprise (TAIL) est mesurée par le logarithme népérien de la capitalisation
boursière2 de l’entreprise i pendant l’année t. Cette mesure a été utilisée dans les travaux
antérieurs, dont ceux de Vafeas (2000), Petra (2007) et Qin (2007).
L’endettement (ENDET) est mesuré par le rapport entre le total des dettes et le total des actifs.
Cette mesure a été adoptée par plusieurs chercheurs dont notamment Valipour et Moradbeygi
(2011), Heirany et al. (2013) et Ben Amar (2014).
La croissance de l’entreprise (CROISS) est mesurée par le ratio « market-to-book » égal au
rapport entre la valeur marché et la valeur comptable des capitaux propres. Le ratio « market-
1 Les experts en comptabilité ou en finance sont ceux qui ont occupé un poste d’expert comptable, auditeur,
directeur financier, directeur comptable, contrôleur de gestion, membre d’un corps d’Etat financier, banquier,
avocat d’affaires, professeur d’université et toutes autres fonctions financières (Piot et Janin, 2004 ; Siala, 2007). 2 La capitalisation boursière égale au prix de l’action à la fin de l’année t multipliée par le nombre d’actions en
circulation durant la même période.
13
to-book », en tant que mesure de croissance, a été retenu dans certaines études telles que Petra
(2007) et Dimitropoulos et Asteriou (2010).
La transition aux normes internationales (IFRS) est représentée par une variable binaire égale
1 pour les observations de la période post-IFRS, et 0 si non.
2.3. MODELES DE RECHERCHE
L’objectif de cette recherche est de tester l’impact des caractéristiques du conseil
d’administration et du comité d’audit sur la qualité du résultat comptable appréciée par la
gestion de résultat et le pouvoir informationnel sur un échantillon d’entreprises françaises du
SBF 250. Pour ce faire, nous proposons quatre modèles de régression. Les deux premiers
modèles se proposent de tester l’impact des caractéristiques du conseil d’administration (taille,
indépendance et cumul des fonctions) et de la présence d’un comité d’audit sur la gestion de
résultat et le pouvoir informationnel dans notre échantillon global constitué de 117 entreprises.
ACDi,t = 0 + 1TCAi,t + 2 INDCAi,t + 3 CUMULi,t + 4 CAUDi,t + 5 TAILi,t + 6 ENDETi,t
+ 7 CROISSi,t + 8 IFRSi,t + εi,t (1)
RETi,t = 0 + 1 BPAi,t + 2 TCAi,t * BPAi,t + 3 INDCAi,t * BPAi,t + 4 CUMULi,t * BPAi,t +
5 CAUDi,t * BPAi,t + 6 TAILi,t * BPAi,t + 7 ENDETi,t * BPAi,t + 8 CROISSi,t * BPAi,t + 9
IFRSi,t * BPAi,t + εi,t (2)
Les deux autres modèles se proposent de tester l’impact des caractéristiques du conseil
d’administration (taille, indépendance et cumul des fonctions) et des caractéristiques du
comité d’audit (indépendance, compétence et diligence) sur la gestion de résultat et le pouvoir
informationnel dans notre échantillon partiel constitué des entreprises disposant d’un comité
d’audit.
ACDi,t = 0 + 1 TCAi,t + 2 INDCAi,t + 3 CUMULi,t + 4 INDCAUDi,t + 5 COMCAUDi,t +
6 DILCAUDi,t + 7 TAILi,t + 8 ENDETi,t + 9 CROISSi,t + 10 IFRSi,t + εi,t (3)
RETi,t = 0 +1 BPAi,t + 2 TCAi,t * BPAi,t + 3 INDCAi,t * BPAi,t + 4 CUMULi,t * BPAi,t +
5 INDCAUDi,t * BPAi,t + 6 COMCAUDi,t * BPAi,t + 7 DILCAUDi,t * BPAi,t + 8 TAILi,t *
BPAi,t + 9 ENDETi,t * BPAi,t + 10 CROISSi,t * BPAi,t + 11 IFRSi,t * BPAi,t + εi,t (4)
2.4. METHODE D’ESTIMATION
Pour déterminer la méthode d’estimation adéquate, nous avons réalisé un ensemble de tests
économétriques tels que le test de présence d’effets individuels, le test d’Hausman, le test
d’hétéroscédasticité et le test d’autocorrélation des erreurs. Les résultats de ces différents tests
sont récapitulés dans le tableau 1.
14
Dans les quatre modèles, les résultats du test de présence d’effets individuels montrent une
statistique de Fisher significative permettant de justifier l’utilisation de l’économétrie des
données de panel. Pour voir si les effets individuels sont fixes ou aléatoires, nous effectuons le
test d’Hausman. La statistique de khi-deux révèle une p-value inférieure au seuil de 10%, ce
qui nous amène à choisir le modèle à effets fixes. Nous constatons également que les quatre
modèles présentent conjointement un problème d’hétéroscédasticité et un problème
d’autocorrélation des erreurs.
Tableau 1 : Résultats des tests économétriques
Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Modèle 4
Test de présence d’effets individuels 3.58
(0.0000)
1.42
(0.0036)
2.74
(0.0000)
1.27
(0.0792)
Test d’Hausman 153.23
(0.0000)
47.21
(0.0000)
21.60
(0.0173)
19.40
(0.0543)
Test d’hétéroscédasticité intra-
individus
524.02
(0.0000)
380.65
(0.0000)
979.62
(0.0000)
4993.09
(0.0000)
Test d’hétéroscédasticité inter-
individus
82270.04
(0.0000)
11699.33
(0.0000)
13387.17
(0.0000)
1771.14
(0.0000)
Test d’autocorrélation inter-individus 4.925
(0.0000)
124.318
(0.0000)
2.823
(0.0048)
77.524
(0.0000)
Test d’autocorrélation intra-individus 4.683
(0.0325)
148.121
(0.0000)
4.560
(0.0362)
21.386
(0.0000)
Pour estimer les différents modèles de régression, nous adoptons la méthode proposée par
Beck et Katz (1995) qui est la méthode du « Panel Corrected Standard Errors ». Cette
méthode est préférable à la méthode des Moindres Carrés Généralisés puisqu’elle permet de
pallier les problèmes d’hétéroscédasticité et d’autocorrélation et d’aboutir par conséquent à
des résultats plus robustes (Beck et Katz, 1995).
3. RESULTATS EMPIRIQUES
3.1. STATISTIQUES DESCRIPTIVES
Le tableau 2 (partie A et B), présenté ci-dessous, récapitule l’ensemble des statistiques
descriptives des variables étudiées.
15
Tableau 2 : Statistiques descriptives
Partie A : Variables continues
Variables N Moyenne Médiane Ecart-type Minimum Maximum
ACD 1052 0.044 0.025 0.065 0.000 0.995
RET 1049 0.346 0.201 1.160 -0.934 5.222
BPA 1049 0.047 0.062 0.295 -3.904 4.866
TCA 1050 9.769 10 3.966 3 21
INDCA 1050 0.405 0.4 0.230 0 1
TAIL 1051 6.693 6.302 2.043 1.363 11.821
ENDET 1053 0.231 0.223 0.142 0.000 0.838
CROISS 1051 2.443 1.743 2.171 -1.559 13.807
INDCAUD 648 0.663 0.666 0.282 0 1
DILCAUD 648 4.265 4 1.988 0 15 La notation utilisée dans le tableau ci-dessus est définie comme suit : ACD est la valeur absolue des ajustements comptables
discrétionnaires estimés par le terme d’erreur du modèle de Kothari et al. (2005) ; RET est le rendement boursier calculé sur
une période de 15 mois ; BPA est le bénéfice par action de l’année t standardisé par le prix de l’action de l’année t-1 ; TCA
est le nombre des administrateurs composant le conseil d’administration ; INDCA est le pourcentage des administrateurs
externes indépendants siégeant au conseil d’administration ; TAIL est le logarithme népérien de la capitalisation boursière ;
ENDET est le rapport entre le total des dettes et le total des actifs ; CROISS est le rapport entre la valeur marchande et la
valeur comptable des capitaux propres ; INDCAUD est le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant
au comité d’audit ; DILCAUD est le nombre de réunions annuelles du comité d’audit.
Partie B : Variables dichotomiques
Variables Modalité Fréquence Pourcentage
CUMUL 0 436 41.52%
1 614 58.48%
CAUD 0 278 26.45%
1 773 73.55%
IFRS 0 144 22.22%
1 504 77.78%
COMCAUD 0 140 21.60%
1 508 78.40% La notation utilisée dans le tableau ci-dessus est définie comme suit : CUMUL est une variable binaire égale 1 s’il y a
cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration et 0 si non ; CAUD est une variable
binaire égale 1 si l’entreprise dispose d’un comité d’audit et 0 si non ; IFRS est une variable binaire égale 1 pour les
observations post-IFRS et 0 si non ; COMCAUD est une variable binaire égale 1 s’il existe au moins un expert en
comptabilité ou en finance dans le comité d’audit et 0 si non.
La lecture du tableau montre que la moyenne de la valeur absolue des ajustements comptables
discrétionnaires estimés selon le modèle de Kothari et al. (2005) est de 0.044. Il apparaît aussi
du tableau que le rendement boursier ayant servi pour le calcul du pouvoir informationnel
présente une moyenne de 0.346 et un écart-type de 1.160. Le bénéfice par action de l’année t
standardisé par le cours boursier de début de période est caractérisé par une moyenne de
l’ordre de 0.047, une médiane de 0.062 et un écart-type dans l’environ de 0.295.
Concernant les caractéristiques du conseil d’administration et du comité d’audit, nous
constatons que le conseil d’administration des entreprises de notre échantillon présente une
taille moyenne de 10 membres. La proportion des administrateurs externes indépendants
16
présents dans le conseil d’administration est en moyenne de 40.5%. En plus, les statistiques
descriptives des variables dichotomiques révèlent que 58.48% des entreprises de notre
échantillon confondent les fonctions de directeur général et de président du conseil
d’administration. Egalement, nous constatons que 73.55% des entreprises disposent d’un
comité d’audit, ce qui correspond à un nombre d’observations égal à 773. Mais, nous trouvons
que seulement 72 entreprises, c'est-à-dire 648 observations, ayant un comité d’audit durant
toute la période d’étude. Dans ces entreprises, nous trouvons que le pourcentage des
administrateurs indépendants au sein du comité d’audit présente une moyenne de 66.3% et un
écart-type de 0.282. Egalement, nous trouvons que le nombre moyen de réunions du comité
d’audit est de 4.265. S’agissant de l’expertise financière, l’analyse descriptive montre que
78.40% des entreprises ayant un comité d’audit disposent d’au moins un expert en
comptabilité ou en finance dans leur comité.
En ce qui concerne les variables de contrôle, nous constatons que la taille des entreprises de
notre échantillon, mesurée par le logarithme népérien de la capitalisation boursière, présente
une moyenne 6.693 et un écart-type de 2.043. Le niveau moyen d’endettement est de l’ordre
de 23.1%. Il ressort du tableau que le ratio « market-to-book » présente une moyenne de 2.443.
Donc, les entreprises de notre échantillon ont des fortes opportunités de croissance puisque la
valeur marchande des actions est supérieure à leur valeur comptable. Finalement, nous
remarquons une répartition inégale de la variable IFRS dans notre échantillon puisque 22.22%
des entreprises se situent dans la période pré-IFRS tandis que 77.78% des entreprises
demeurent dans la période post-IFRS.
3.2. ANALYSE MULTIVARIEE
Avant de tester les modèles de régression, nous devrons vérifier en premier lieu l’absence
d’un problème de multicolinéarité entre les variables indépendantes en utilisant la matrice de
corrélation de Spearman. L’examen de cette matrice (Tableau 3) montre que tous les
coefficients de corrélation sont inférieurs à 0.7, limite à partir de laquelle le phénomène de
multicolinéarité devient de plus en plus prononcé (Kervin, 1992). Donc, nous pouvons
conclure que les variables indépendantes introduites dans nos modèles de régression ne
présentent pas un problème sérieux de multicolinéarité.
17
Tableau 3 : Matrices de corrélation de Spearman
Partie A : Echantillon global (nombre d’observations : 1053)
[1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9]
BPA [1] 1
TCA [2] 0.073** 1
INDCA [3] -0.121*** 0.221*** 1
CUMUL[4] -0.084*** -0.076** -0.221*** 1
CAUD [5] -0.045 0.524*** 0.430*** -0.271*** 1
TAIL [6] 0.089*** 0.685*** 0.369*** -0.118*** 0.520*** 1
ENDET [7] 0.006 0.130*** 0.040 0.019 0.096*** 0.148*** 1
CROISS[8] -0.069** -0.094*** -0.074** 0.062** -0.071** 0.190*** -0.202*** 1
IFRS [9] 0.053* 0.048 0.079** -0.049 0.075** 0.061** -0.030 -0.189*** 1
*,** et *** : significativité au seuil de 10%, 5% et 1% respectivement.
La notation utilisée dans le tableau ci-dessus est définie comme suit : BPA est le bénéfice par action de l’année t standardisé par le prix de l’action de l’année t-
1 ; TCA est le nombre des administrateurs composant le conseil d’administration ; INDCA est le pourcentage des administrateurs externes indépendants
siégeant au conseil d’administration ; CUMUL est une variable binaire égale 1 s’il y a cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil
d’administration et 0 si non ; CAUD est une variable binaire égale 1 si l’entreprise dispose d’un comité d’audit et 0 si non ; TAIL est le logarithme népérien de
la capitalisation boursière ; ENDET est le rapport entre le total des dettes et le total des actifs ; CROISS est le rapport entre la valeur marchande et la valeur
comptable des capitaux propres ; IFRS est une variable binaire égale 1 pour les observations post-IFRS et 0 si non.
Partie B : Echantillon partiel (nombre d’observations : 648)
[1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10] [11]
BPA [1] 1
TCA [2] 0.221*** 1
INDCA [3] -0.045 -0.195*** 1
CUMUL [4] -0.027 0.253*** -0.167*** 1
INDCAUD [5] -0.044 -0.030 0.686*** -0.101*** 1
COMCAUD[6] 0.056 0.159*** 0.165*** -0.188*** 0.147*** 1
DILCAUD [7] -0.079** 0.299*** 0.227*** 0.021 0.289*** 0.252*** 1
TAIL [8] 0.230 0.576*** 0.155*** 0.070* 0.236*** 0.291*** 0.385*** 1
ENDET [9] 0.054 0.057 0.008 0.134*** -0.069* 0.005 0.046 0.097** 1
CROISS [10] -0.065* -0.023 -0.047 -0.007 0.024 0.023 -0.001 0.279*** -0.134*** 1
IFRS [11] 0.092** 0.057 0.083** -0.059 0.049 0.071* 0.136*** 0.053 -0.045 -0.181*** 1
*,** et *** : significativité au seuil de 10%, 5% et 1% respectivement.
La notation utilisée dans le tableau ci-dessus est définie comme suit : BPA est le bénéfice par action de l’année t standardisé par le prix de l’action de l’année t-
1 ; TCA est le nombre des administrateurs composant le conseil d’administration ; INDCA est le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant
au conseil d’administration ; CUMUL est une variable binaire égale 1 s’il y a cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration
et 0 si non ; INDCAUD est le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant au comité d’audit ; COMCAUD est une variable binaire égale 1
s’il existe au moins un expert en comptabilité ou en finance dans le comité d’audit et 0 si non ; DILCAUD est le nombre de réunions annuelles du comité
d’audit ; TAIL est le logarithme népérien de la capitalisation boursière ; ENDET est le rapport entre le total des dettes et le total des actifs ; CROISS est le
rapport entre la valeur marchande et la valeur comptable des capitaux propres ; IFRS est une variable binaire égale 1 pour les observations post-IFRS et 0 si non.
Dans le cadre de l’analyse multivariée, nous présentons et nous analysons les résultats
dégagés des différents modèles de régression testant le lien entre les caractéristiques du
conseil d’administration et du comité d’audit et la qualité du résultat comptable appréciée par
la gestion de résultat et le pouvoir informationnel.
3.2.1. Analyse de l’impact des caractéristiques du conseil d’administration et du comité
d’audit sur la gestion de résultat
Les résultats des régressions linéaires relatifs à l’impact des caractéristiques du conseil
d’administration et du comité d’audit sur la gestion de résultat sont présentés dans le tableau
suivant.
18
Tableau 4 : Résultats des régressions linéaires relatifs à l’impact des caractéristiques du
conseil d’administration et du comité d’audit sur la gestion de résultat
Variables
explicatives
Modèle 1 Modèle 3
Coefficients Z Coefficients Z
Constante 0.0678 6.00*** 0.0741 6.17***
TCA 0.0006 1.19 0.0005 1.01
INDCA 0.0137 1.25 0.0361 1.82*
CUMUL -0.0045 -1.17 -0.0008 -0.16
CAUD -0.0121 -1.84*
INDCAUD -0.0026 -0.19
COMCAUD -0.0054 -0.78
DILCAUD 0.0009 0.60
TAIL -0.0056 -3.16*** -0.0077 -3.58***
ENDET 0.0186 1.27 -0.0057 -0.24
CROISS 0.0049 4.36*** 0.0032 1.69*
IFRS -0.0030 -0.65 -0.0089 -2.34**
N
R2
Wald chi2
1048
0.2010
35.08***
647
0.0628
38.39*** *,** et *** représentent les seuils de significativité de 10%, 5% et 1% respectivement.
La notation utilisée dans le tableau ci-dessus est définie comme suit : TCA est le nombre des administrateurs composant le
conseil d’administration ; INDCA est le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant au conseil
d’administration ; CUMUL est une variable binaire égale 1 s’il y a cumul des fonctions de directeur général et de président
du conseil d’administration et 0 si non ; CAUD est une variable binaire égale 1 si l’entreprise dispose d’un comité d’audit et
0 si non ; INDCAUD est le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant au comité d’audit ; COMCAUD
est une variable binaire égale 1 s’il existe au moins un expert en comptabilité ou en finance dans le comité d’audit et 0 si
non ; DILCAUD est le nombre de réunions annuelles du comité d’audit ; TAIL est le logarithme népérien de la
capitalisation boursière ; ENDET est le rapport entre le total des dettes et le total des actifs ; CROISS est le rapport entre la
valeur marchande et la valeur comptable des capitaux propres ; IFRS est une variable binaire égale 1 pour les observations
post-IFRS et 0 si non.
Les résultats de l’estimation du modèle 1 révèlent que les caractéristiques du conseil
d’administration n’ont aucune incidence sur les ajustements comptables discrétionnaires
estimés par le modèle de Kothari et al. (2005). Donc, les hypothèses H1, H2 et H3 relatives au
conseil d’administration sont à rejeter.
Il ressort du tableau que la présence d’un comité d’audit a un impact négatif sur le niveau de
gestion de résultat puisque le coefficient associé à la variable CAUD est négatif (-0.0121) et il
est statistiquement significatif au seuil de 10%. Ce résultat, qui est similaire à ceux trouvés
par Piot et Janin (2007) et Souid et Stepniewski (2010) dans le contexte français, montre que
le comité d’audit est efficace dans la mesure où il permet de limiter la gestion opportuniste du
résultat. Donc, l’hypothèse H4 stipulant une association positive entre l’existence d’un comité
d’audit et la qualité du résultat comptable est acceptée.
Concernant les variables de contrôle, nous constatons que la taille de l’entreprise affecte
négativement le niveau de gestion de résultat puisque le coefficient associé à la variable TAIL
est négatif (-0.0056) et il est statistiquement significatif au seuil de 1%. Ce résultat confirme
l’idée que les entreprises de grande taille sont plus exposées à des pressions du marché de
19
capitaux. Elles cherchent à éviter les pratiques de gestion de résultat et à présenter des
informations de meilleure qualité pour être bien valorisées aux yeux des investisseurs et des
analystes financiers. Cependant, nous remarquons que la croissance de l’entreprise conduit à
une augmentation des ajustements comptables discrétionnaires et à une détérioration de la
qualité du résultat comptable étant donné que le coefficient relatif à la variable CROISS est
positif (0.0049) et il est statistiquement significatif au seuil de 1%. Ce résultat, qui est
similaire à celui obtenu par Gul et al. (2000), atteste l’idée que les dirigeants utilisent leur
pouvoir discrétionnaire pour signaler au marché financier les opportunités de croissance
future de l’entreprise.
Les résultats de l’estimation du modèle 3 montrent que, contrairement à nos prévisions,
l’indépendance du conseil d’administration a un impact positif sur le niveau des ajustements
comptables discrétionnaires. En fait, le coefficient associé à la variable INDCA est positif
(0.0361) et il est statistiquement significatif au seuil de 10%. Ce résultat, qui est similaire à
celui obtenu par Firth et al. (2006), tend à valider l’idée que les administrateurs indépendants
ne sont pas efficaces dans le contrôle des dirigeants. Ces derniers bénéficient d’une liberté
dans les choix comptables leur permettant de gérer les bénéfices et de présenter par
conséquent des états financiers de faible qualité. Donc, notre hypothèse H2 stipulant une
association positive entre l’indépendance du conseil d’administration et la qualité des
bénéfices comptables est infirmée.
Il apparaît du tableau que la taille du conseil, le cumul des fonctions et les caractéristiques du
comité d’audit ne semblent pas avoir un impact sur la gestion de résultat. Donc, les
hypothèses H1, H3, H5, H6 et H7 sont à rejeter.
Conformément au modèle 1, nous constatons que la taille et la croissance de l’entreprise
restent les variables explicatives de la gestion de résultat en gardant leurs signes et leurs
significativités.
Il ressort du tableau que l’adoption des normes internationales IFRS agit négativement sur le
niveau de gestion de résultat et contribue par conséquent à une amélioration de la qualité des
bénéfices comptables. Ce résultat, qui est similaire à celui obtenu par Zéghal et al. (2011)
dans le contexte français, confirme bien l’idée que les normes internationales offrent moins
d’options dans les choix comptables ayant pour conséquence une limitation du niveau de
gestion de résultat.
20
3.2.2. Analyse de l’impact des caractéristiques du conseil d’administration et du comité
d’audit sur le pouvoir informationnel
Les résultats des régressions linéaires relatifs à l’impact des caractéristiques du conseil
d’administration et du comité d’audit sur le pouvoir informationnel sont récapitulés dans le
tableau suivant.
Tableau 5 : Résultats des régressions linéaires relatifs à l’impact des caractéristiques du
conseil d’administration et du comité d’audit sur le pouvoir informationnel
Variables
explicatives
Modèle 2 Modèle 4
Coefficients Z Coefficients Z
Constante 0.2836 1.51 0.1388 1.06
BPA 5.738 12.48*** 4.5064 4.18***
TCA*BPA -0.0521 -0.91 -0.3907 -4.34***
INDCA*BPA -1.2361 -1.46 -0.0744 -0.06
CUMUL*BPA -0.5944 -2.00** -0.5053 -1.18
CAUD*BPA -2.8200 -4.10***
INDCAUD*BPA -5.3700 -4.52***
COMCAUD*BPA -0.6005 -1.05
DILCAUD*BPA -0.0863 -0.81
TAIL*BPA -0.2065 -1.73* 1.0327 5.28***
ENDET*BPA -0.1574 -0.21 -1.0266 -1.05
CROISS*BPA 0.0158 0.32 -0.7728 -5.20***
IFRS*BPA -0.1935 -0.37 0.0379 0.05
N
R2
Wald chi2
1049
0.4362
1118.13***
648
0.1217
62.66*** *,** et *** représentent les seuils de significativité de 10%, 5% et 1% respectivement.
La notation utilisée dans le tableau ci-dessus est définie comme suit : BPA est le bénéfice par action de l’année t standardisé
par le prix de l’action de l’année t-1 ; TCA est le nombre des administrateurs composant le conseil d’administration ; INDCA
est le pourcentage des administrateurs externes indépendants siégeant au conseil d’administration ; CUMUL est une variable
binaire égale 1 s’il y a cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration et 0 si non ;
CAUD est une variable binaire égale 1 si l’entreprise dispose d’un comité d’audit et 0 si non ; INDCAUD est le pourcentage
des administrateurs externes indépendants siégeant au comité d’audit ; COMCAUD est une variable binaire égale 1 s’il existe
au moins un expert en comptabilité ou en finance dans le comité d’audit et 0 si non ; DILCAUD est le nombre de réunions
annuelles du comité d’audit ; TAIL est le logarithme népérien de la capitalisation boursière ; ENDET est le rapport entre le
total des dettes et le total des actifs ; CROISS est le rapport entre la valeur marchande et la valeur comptable des capitaux
propres ; IFRS est une variable binaire égale 1 pour les observations post-IFRS et 0 si non.
La lecture du tableau montre que dans les deux modèles le coefficient associé à la variable
BPA est positif et il est statistiquement significatif au seuil de 1%. A cet égard, nous pouvons
conclure que, dans le contexte français, le rendement de l’action peut être expliqué par le
bénéfice comptable.
Les résultats de l’estimation du modèle 2 montrent que la taille et l’indépendance du conseil
d’administration ne constituent pas des facteurs explicatifs de la pertinence informationnelle
du bénéfice comptable. Donc, les hypothèses H1 et H2 ne peuvent pas être acceptées.
Conformément à nos prévisions, nous trouvons que le cumul des fonctions de directeur
général et de président du conseil d’administration a un impact négatif sur le pouvoir
21
informationnel du bénéfice comptable puisque le coefficient relatif à la variable
CUMUL*BPA est négatif (-0.5944) et il est statistiquement significatif au seuil de 5%. Ce
résultat, qui est similaire à ceux obtenus par Anderson et al. (2003) et Firth et al. (2006),
atteste l’idée que le cumul des fonctions de directeur général et de président du conseil permet
de réduire l’aptitude du conseil d’administration à contrôler efficacement le comportement
managérial et de contribuer par conséquent à une dégradation de la qualité des bénéfices
comptables. A cet égard, l’hypothèse H3 stipulant une association négative entre le cumul des
fonctions et la qualité du résultat comptable est confirmée.
Contrairement à nos prévisions, les résultats empiriques mettent en évidence une association
négative et significative entre la présence d’un comité d’audit et le pouvoir informationnel du
bénéfice comptable. Donc, l’hypothèse H4 ne peut pas être acceptée. Le comité d’audit
permet de garantir la fiabilité des données comptables en limitant les pratiques de gestion de
résultat mais cela se déroule au détriment de la pertinence. En fait, un dépassement dans le
délai consacré pour la vérification et le contrôle entraîne une diffusion tardive des
informations financières et une réduction de leur utilité décisionnelle pour les utilisateurs
externes (Piot, 2008).
En ce qui concerne les variables de contrôle, nous remarquons que l’endettement, la
croissance et l’adoption des normes internationales n’exercent pas une influence significative
sur la pertinence informationnelle. Mais, nous constatons que la taille de l’entreprise a un
impact négatif sur le pouvoir informationnel du bénéfice comptable. Ce résultat, qui s’oppose
à ceux trouvés par Warfield et al. (1995), Fan et Wong (2002) et Petra (2007), trouve sa
justification dans l’hypothèse des coûts politiques. En fait, plus la taille de l’entreprise
augmente, plus l’entreprise a tendance à faire des choix comptables qui diminuent ses coûts
politiques, et plus les bénéfices sont moins informatifs.
Les résultats de l’estimation du modèle 4 montrent que parmi les caractéristiques du conseil
d’administration la taille contribue à une diminution du pouvoir informationnel du bénéfice
comptable. Ce résultat, qui est en harmonie avec ceux trouvés par Vafeas (2000) et Kamran et
al. (2006), confirme l’idée que les conseils de grande taille ne sont pas trop réactifs et
efficaces dans leur fonctionnement et agissent négativement sur le contenu informatif du
bénéfice comptable puisque le processus de communication et de prise de décision devient
plus lourd et plus difficile. Donc, l’hypothèse H1 stipulant une association négative entre la
taille du conseil d’administration et la qualité du bénéfice comptable est confirmée.
Contrairement à nos prévisions, nous trouvons que l’indépendance des membres du comité
d’audit a un impact négatif sur le pouvoir informationnel du bénéfice comptable puisque le
22
coefficient associé à la variable INDCAUD*BPA est négatif (-5.3700) et il est statistiquement
significatif au seuil de 1%. Ce résultat n’est pas conforme à ceux trouvés par Anderson et al.
(2003) et Bryan et al. (2004). Donc, l’hypothèse H5 stipulant une association positive entre
l’indépendance du comité d’audit et la qualité du bénéfice comptable ne peut pas être
acceptée.
Il ressort du tableau que la compétence financière et la diligence du comité ont un effet
négatif mais non significatif sur le pouvoir informationnel. A cet égard, les hypothèses H6 et
H7 sont à rejeter.
Comparativement au modèle 2, nous constatons que la taille de l’entreprise change de signe et
devient en relation positive et significative avec le pouvoir informationnel dans le modèle 4.
Ce résultat confirme l’idée que les entreprises de grande taille sont plus exposées à des
pressions du marché de capitaux et cherchent à divulguer les informations de bonne qualité
pour être bien appréciées par les analystes et les investisseurs financiers. Néanmoins, il
apparaît du tableau que la croissance agit négativement sur le pouvoir informationnel au
niveau de 1%. Donc, les entreprises à fortes opportunités de croissance sont plus susceptibles
d’avoir les rendements boursiers les plus volatiles et les bénéfices les moins informatifs étant
donné qu’une grande partie de leur valeur de marché est due à des options de croissance
risquées. Les autres variables de contrôle telles que l’endettement et la transition aux normes
internationales n’exercent pas une influence significative sur le pouvoir informationnel du
bénéfice comptable.
CONCLUSION
Dans cette étude, l’objectif de recherche est de tester la relation entre les caractéristiques du
conseil d’administration et du comité d’audit et la qualité du résultat comptable appréciée par
la gestion de résultat et le pouvoir informationnel sur un échantillon de 117 entreprises
françaises du SBF 250 durant la période 2003-2011.
Dans une optique de fiabilité, les résultats empiriques montrent que les caractéristiques du
conseil d’administration n’ont aucun impact sur la gestion de résultat. En plus, il convient de
signaler que la présence d’un comité d’audit permet de garantir la fiabilité des données
comptables en limitant le niveau de gestion de résultat. Dans les entreprises dotées d’un
comité d’audit, nous trouvons que les caractéristiques du comité d’audit n’exercent pas une
influence significative sur le niveau de gestion de résultat. Mais, contrairement à nos
prévisions, les résultats de l’analyse multivariée révèlent une association positive entre
l’indépendance des membres du conseil d’administration et le niveau de gestion de résultat.
23
Dans une optique de pertinence, les résultats empiriques mettent en évidence que le cumul des
fonctions de directeur général et de président du conseil d’administration et la présence d’un
comité d’audit ont un impact négatif sur le pouvoir informationnel du bénéfice comptable.
Mais, dans les entreprises dotées d’un comité d’audit, nous constatons que la taille du conseil
d’administration et l’indépendance des membres du comité d’audit contribuent à une
diminution de la pertinence informationnelle.
Pris ensemble, ces résultats illustrent bien le rôle primordial joué par le conseil
d’administration et du comité d’audit en matière de qualité du résultat comptable.
Mais, comme tout travail de recherche, cette étude présente certaines limites. La première
limite concerne l’utilisation de deux mesures seulement de la qualité du résultat comptable
axées sur la fiabilité et la pertinence. Ainsi, il serait intéressant d’élargir cette étude en
intégrant d’autres attributs de la qualité du résultat tels que la qualité des ajustements
comptables, la persistance, la prédictibilité, le conservatisme comptable et la ponctualité. La
deuxième limite correspond à la négligence d’autres facteurs de gouvernance tels que la
structure de propriété et la qualité de l’auditeur externe. Il serait donc intéressant lors de
futures recherches d’inclure ces facteurs.
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