les modifications comptables délibérées entraînant la hausse des bénéfices

Les modifications comptables delibereesentrainant la hausse des benefices*

PETER CHENG Purdue University

DANIEL COULOMBE Universite Laval

Resume. Les auteurs proposent une explication des motifs pour lesquels lesgestionnaires peuvent opter pour la modification des m^thodes comptables. En situationdifficile et devant la probability s£rieuse d'un manquement technique aux clausesrestrictives que comportent les contrats d'emprunt de l'entreprise, le gestionnaire estenclin & proc^der i des modifications entrainant la hausse des b^n^fices dans le butd'esquiver l' ventuel manquement. En posant l'hypoth^se de provisions rationnelles, siles investisseurs ne ditiennent aucune information prâlable au sujet des difficultdsqu'dprouve l'entreprise, la reaction prdvisible du march^ a l'annonce d'une modificationcomptable sera negative. Nous postulons que la reaction du march6 & cette decision ^ ladate de l'annonce de la modification est en correlation negative avec le volumed'information que peuvent d£tenir les investisseurs. Us auteurs ont s^lectionnd unEchantillon de 77 entreprises dans le but de verifier leur raisonnement Economique. Dsse servent des rendements anormaux constates h. la date de l'annonce pour tester lareaction des investisseurs ^ la modification comptable. Des tests transversaux assodentla reaction des investisseurs ^ l'information qu'ils d^tenaient au prâlable au sujet de lasituation financi&re des entreprises de I'^chantillon. A la date de l'annonce desmodifications, les entreprises OchantillonnOes n'ont pas enregistrO de reaction negativedu march£ qui soit statistiquement significative. Une analyse transversale permetcependant de condure que le param^tre de la reaction du marchO est en correlationnegative significative avec la variable substitutive de l'information prâlable.

Dans les paragraphes qui suivent, nous dtudions la reaction du marche &l'annonce d'une modification comptable entrainant une hausse des b^ndfices.Nous proposons certaines rdfiexions intuitives et avangons l'hypothfese selon

* Les auteurs tiennent ^ remercier Alex Dontoh, Jerry Feltham, John Hand, Jack Hughes,Gordon Richardson, Steve Sefcik, Siew Hong Teoh, Rex Thompson et AlfredWagenhofer, ainsi que les participants aux sîninaires qui ont eu lieu dans lesetablissements suivants pour leurs pr^deuses observations: University of Alberta,BanJch College, University of British Columbia, University of Chicago, University Laval,Purdue University et University of Waterloo. Us remercient ^galement les trois lecteursanonymes qui leur ont fait part de leurs commentaires d^taill^s. Enfin, les auteurs sontreconnaissants k CAAA Deloitte Haskins and Sells Grant de I'appui financier consenti &Daniel Coulombe.

Recherche comptable contemporaine, vol. 10, n* 1 (automne 1993) pp 273-303 ®CAAA

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laquelle les difficult€s ou revers auxquels I'entreprise fait face incitent lesgestionnaires h proc^der ^ des modifications comptables qui se traduisent parune hausse des b^n^fices. Nous analysons Egalement la reaction potentielle dumarchi h la modification annoncê, dans un contexte ^conomique oh lesinvestisseurs sont rationnels, et nous ^laborons ensuite des hypothesesempiriques. Ces hypotheses sont testês empiriquement h l'aide d'undchantillon d'entreprises ayant proc6d6 k des modifications entrainant deshausses d61ib6r6es des benefices.

Holthausen (1981) soutient qu'une modification comptable d6lib€r6eentrainant la hausse des b^n^fices se solde par un transfert de la richesse quipasse des d^tenteurs d'obligations aux ddtenteurs d'actions et engendre ainsiune reaction favorable a l'annonce d'une telle modification. Ses travaux nerfivfelent pas l'existence d'une relation positive. Le ratio de levier financier,qu'il utilise a titre de variable substitutive de la valeur de la richesse transferee,presente une relation negative avec les rendements anormaux, observation quientre en contradiction avec ses pr6visions. II propose diverses explications deces rfisultats. L'une de ces explications est la variation de revaluation faite parle march6 de la probability de la decision d'une entreprise de proc^der & unemodification comptable. Une autre de ces explications est l'incapacitd dedelimiter la p^riode au cours laqueUe le marche revise ses provisions. II signaleegalement le fait qu'il reste toujours epineux de determiner pour quellesraisons les gestionnaires modifient les methodes comptables.

Selon nous, une entreprise en situation difficile est fortement encline h.proceder a une modification comptable entrainant une hausse des benefices, etnous soutenons que l'information que detiennent les investisseurs au sujet desdifficultes qu'eprouve I'entreprise avant l'annonce de la modification sont deselements determinants de la reaction du marche & l'annonce proprement dite.

En consequence, nos tests empiriques sont conûs de telle sorte qu'ilspermettent de controler l'expectative de la modification comptable, de faôn &tenir compte de la variation de revaluation des probabilites par le marche quedecrit Holthausen (1981). Nous prevoyons une reponse globale du marchenegative qui sera une fonction decroissante de l'information que detiennentles investisseurs au sujet des difficultes dprouvees par I'entrepriseanterieurement & l'annonce de la modification comptable.

Selon Harrison (1977), les modifications comptables jouent le role de signal.Son intention est de demontrer que la caracteristique discretionnaire pourraitetre l'un des determinants de la reaction du marche & une modificationcomptable. Ses travaux revfelent un important ecart nOgatif de rendement entreun echantiUon d'entreprises qui proc^dent k des modifications comptablesdeiiberees entrainant une hausse des benefices et un echantillon temoind'entreprises qui ne le font pas. Ses analyses ont ete effectuees sur une periodede 13 mois, k peu prfes au moment de la fin de l'exercice des entreprisesetudiees. Bien que Harrison ne propose aucune explication des resultats qu'ilobtient, ces resultats peuvent etre interpretes a la lumifere de nos hypotheses.Notre travail empirique est cependant different de celui de Harrison. Nous

Modifications comptables d6lih6t6es 275

mesurons les rendements anormaux et en analysons le comportement dans uninten'alle de cinq jours entourant l'annonce de la modification^.

D'autres chercheurs qui se sont pench6s sur cette question auparavant ontpos6 l'hypothfese selon laquelle les modifications sans consequences fiscalesqui sont apport^es aux methodes comptables ont une incidence sur le coursdes actions, meme si ces modifications n'ont pas de repercussions sur les fluxmonetaires de l'entreprise. L'hypothfese m^caniste postule une relation directeentre Ies bendfices et le cours des actions. Ball (1972), Archibald (1972) etKaplan et Roll (1972), entre autres, affirment que les repercussions demaintes decisions relatives aux benefices qui sont communiquees auxinteresses sont « cosmetiques », ces decisions n'ayant aucune consequenced'ordre fiscal. Conformement h l'hypothfese du marchd efficient, il ne devraitpas y avoir de reaction du marche advenant une modification comptable quihausse deiiberement les benefices: il s'agit 1& de l'hypothfese nulle qui est lacontrepartie de l'hypoth&se mecaniste. Les resultats de ces recherches nelivrent aucun constat qui permette de conclure h la veracite de l'hypoth&semecaniste, hypothfese qui ignore le comportement opportuniste dugestionnaire h regard de la modification des methodes comptables.

Nous envisageons I'economie comme etant caracterisee par I'asymetrie del'information et posons l'hypothfese selon laquelle une information est transmiseaux investisseurs par le truchement d'une modification comptable. Nousanalysons un echantillon de 77 entreprises qui ont annonce des modificationscomptables entrainant une hausse des benefices. II est etabli que ces entreprisesmanifestaient, prealablement h la modification, des signes de difficultes. Lestests empiriques auxquels nous avons procede sont centres sur ces difficultes.Nous avons effectue deux types de tests empiriques. Les tests portant sur lesrendements anormaux appreciates h la date des annonces montrent la reactiondes investisseurs tant & la modification comptable qu'aux benefices inattendus.Une serie de tests transversaux permettent de degager une association entre lareaction des investisseurs et l'information qu'ils detiennent au prealable en cequi a trait h la situation financifere des entreprises de l'echantillon. Les resultatsde ces tests transversaux sont, dans une certaine mesure, conformes h notrehypothfese voulant qu'une information puisse etre transmise par le truchementde l'annonce d'une modification comptable.

Le present texte est structure de la faqon suivante. On trouve dans lasection qui suit la definition du probl&me que pose aux gestionnaires ladecision relative aux modifications comptables et la description de la reactiondes investisseurs h Fannonce d'une modification comptable entrainant unehausse des benefices. Dans la section suivante, nous exposons les modulesempiriques et l'analyse des resultats de la regression. Enfin, la derniferesection est consacree h nos conclusions.

Probleme que pose aux gestionnaires la decision relative aux modiGcationscomptables et reaction du marche dans le contexte d'attentes rationnellesWatts et Zimmerman (1986) postulent que le choix comptable est fonction des

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couts politiques, des clauses restrictives dont les emprunts sont assortis et descontrats de remuneration des gestionnaires. Nous supposons qu'au debut de lapdriode, l'entreprise fait son choix initial relatif & I'information qu'elle livreraconformdment aux principes comptables g6n6ralement reconnus. Comptetenu de la possibility de coiits politiques 61ev6s, l'entreprise risque de ne pasadopter au depart la stratdgie la plus offensive en ce qui a trait a I'information.Les gestionnaires sont rdmun^r^s au terme de la pdriode en fonction desben6fices enregistr^s par l'entreprise. La determination des fiux mondtairesde la fin de la periode est la realisation d'une variable aieatoire d'une loiconnue.

Nous nous interessons ici ^ la fois aux mesures prises par les gestionnaires enreponse k de I'information suppiementaire qu'ils obtiennent relativement a desevenements ulterieurs et h revaluation par les investisseurs des mesures queprennent les gestionnaires. Ainsi que Font suggere Watts et Zimmerman (1986), legestionnaire ne procedera pas a une modification comptable si le contexteeconomique et celui de I'information restent inchanges. Une modificationdeiiberee ne peut resulter que de l'arrivee d'information nouvelle. Nous supposonsqu'au cours de la periode, l'entreprise regoit de I'information priviiegiee, maisimparfaite, relativement k la distribution des fiux monetaires de la fin de laperiode. Le montant veritable de la retribution qui en resulte demeure inconnuepour l'entreprise de meme que pour les investisseurs jusqu'a la fin de la periode.

On estime qu'une entreprise est en situation difficile si elle apprend que ladistribution de ses resultats sera inferieure k ce qui avait ete prevu (en d'autrestermes, si elle apprend de « mauvaises nouvelles »). Afin d'articuler l'analyseautour des motifs pour lesquels les gestionnaires modifient deiiberement lesmethodes comptables, nous formulons les presuppositions qui suivent:

Presuppositions 1. Au debut de la periode, l'entreprise choisit une strategied'information et une politique fiscale optimales, dans le but de maximiserles benefices prevus. La strategie d'information initialement adoptee n'estpas celle qui porte les benefices a leur maximum.Presuppositions 2. Une fois prises les decisions relatives h la production et ala strategie initiate d'information, l'entreprise apprend que la distribution deses fonds autogeneres au terme de la periode sera inferieure h ce qui avaitete prSvu.Presuppositions 3. i) Les clauses restrictives que comportent les empruntscontractes par l'entreprise sont definies dans les termes des methodescomptables en vigueur (prospectivement). ii) II est onereux tant pourl'entreprise que pour ses creanciers de renegocier les conditions des clausesrestrictives en cas de manquement de l'entreprise h ses obligations.Presuppositions 4. Les investisseurs et les bailleurs de fonds sont rationnelsdans la determination des prix d'equilibre.

La presupposition 1 conffere au gestionnaire une certaine latitude sur le plancomptable. L'echantillon utilise dans les analyses empiriques etant composed'entreprises qui avaient dej& apporte une ou plusieurs modifications h leurs

Modifications comptables d6lih6T6es 277

methodes comptables, ces entreprises doivent disposer d'une certaine latitudedans le choix des methodes, avant la modification. La presupposition 3 d^coulede l'analyse de Watts et Zimmerman (1986) selon laquelle les clausesrestrictives que comportent les contrats d'emprunt jouent un role significatifdans la strat^gie d'information. Enfin, les marchfe sont supposes rationnels ence qui a trait au financement par empnint et au financement par actions.

Lorsque l'entreprise apprend qu'elle est en difficult (presuppositions 2), elles'attend h ce que la probability de faibles r6sultats soit plus 6]ev6e. Les beneficesanticip^s plus faibles font diminuer les couts politiques pr^vus. Au surplus, si lesrestrictions s'appliquant aux ratios de marge beneficiaire font partie des clausesrestrictives que doit respecter l'entreprise, cette dernifere sera davantagevulnerable h un manquement technique & l'dgard de ces clauses. Compte tenudes couts sieves que suppose la rendgociation des conditions des clausesrestrictives que comportent ses emprunts presuppositions 3 ii), l'entreprisecherchera h esquiver le manquement technique. Etant donne que l'entrepriseconserve la latitude dont elle jouit sur le plan des methodes comptables audebut de la periode (presuppositions 1), une mesure envisageable quipermettrait d'esquiver un dventuel manquement consisterait k augmenter sesbenefices en adoptant une strategie d'information plus offensive.

fitant donne que les investisseurs aussi bien que les crdanciers savent que lastrategie d'information initiale choisie par l'entreprise est optimale au debut dela periode (presuppositions 1), tous autres facteurs economiques constants, unemodification comptable annoncee ^ une date ulterieure indique que le gestion-naire a requ de l'information suppiementaire. L'annonce d'une modificationcomptable entrainant ime hausse des benefices indique aux investisseurs que legestionnaire a lequ de mauvaises nouvelles. Les investisseurs rationnels(presupposition 4) reagissant a cette information revisent leurs hypothesesinitiates et re^valuent h la baisse l'actif de l'entreprise, ce qui nous conduit h unepremiere contre-hypothfese empirique s'enonce dans les termes suivants:

Hypothese 1: La reaction du marche a l'annonce d'une modificationcomptable entrainant une hausse des benefices est negative.

Les investisseurs peuvent cependant apprendre les difficultes qu'eprouvel'entreprise par l'intermediaire d'autres sources. Les investisseurs reevaluentl'entreprise & la baisse lorsque des problfemes se manifestent. Puisqu'il s'agit dedecideurs rationnels, ils s'attendent & ce que I'entreprise prenne toutes lesmesures necessaires, y compris l'adoption de modifications comptables, afind'eviter un manquement technique ou des frais eieves de renegociation. Lafiuctuation du cours des actions refietera pleinement ces conjectures. Parconsequent, si les investisseurs apprennent l'existence des difficultes auxquellesl'entreprise fait face avant la modification comptable, nous soutenons quelorsque la modification comptable sera annoncee par la suite, elle viendrasimplement confirmer les previsions des investisseurs et n'aura aucuneincidence sur le marche.

Nous affirmons neanmoins qu'il n'existe pas d'indicateur parfait de ces


difficult^s, de fagon gdn^rale. Chaque indicateur que regoivent les investisseursest une information imparfaite quelconque sur la situation financifere del'entreprise. Les investisseurs r^visent constamment leur estimation de lavaleur de l'entreprise. En consequence, plus les investisseurs reôiventd'information pr6alable au sujet de la sant6 financifere de l'entreprise, moins ilssont surpris au moment de l'annonce des modifications comptables. C'estpourquoi nous posons l'hypothfcse que la reaction du march^ h l'annonce d'unemodification comptable diminue au fiu" et & mesure qu'augmente l'informationprâlable dont disposent les investisseurs au sujet des difficult^s de l'entreprise.La formulation de notre detixifeme contre-hypothfese empirique est la suivante:

Hypothese 2: La reaction du march^ h. l'annonce d'une modificationcomptable entrainant une hausse des bdndfices d^croit avec l'augmentationde l'information prâlable dont disposent les investisseurs au sujet desdifficult^s 6prouv6es par l'entreprise.

Nous estimons que le postulat suivant lequel les difficultds ^prouvees par lesentreprises incitent ces derniferes k modifier leurs m^thodes comptables estconforme aux resultats des pr6c6dents travaux de recherche empirique. Cepostulat explique les hearts n^gatifs de rendement observes par Harrison(1977) entre les entreprises qui procfedent & des modifications delibdrdesentramant une hausse de leurs b^n^fices et celles qui optent pour le statu quo.Nos hypotheses sont 6galement conformes aux resultats empiriques obtenuspar Lilien, Mellman et Pastena (1988) selon lesquels les entreprises peuflorissantes sont davantage susceptibles de proc^der & des modificationscomptables entrainant une hausse des bdnefices que les entreprises florissantes.

Dans la section qui suit, nous mettrons & l'^preuve nos deux hypotheses,dans un contexte empirique.

Analyse empiriqueSelection de I'echantillon et mesures descriptivesLes donnês comptables relatives aux entreprises qui composent l'echantillonproviennent des fichiers Compustat, et le rendement de leurs actions est tiredu t61escript des rendements quotidiens produit par le Center for Research inSecurity Prices (CRSP). Pour respecter les critferes de selection de la presente6tude, une entreprise doit satisfaire les exigences qui suivent:

1 II est possible d'obtenir les donn6es relatives & l'entreprise en consultantles fichiers industriels annuels primaires, complementaires ou tertiaires deCompustat.

2. Les titres de l'entreprise sont cotds a la Bourse de New York (NYSE) ou al'American Stock Exchange (ASE).

3 On peut obtenir des donnês pr^visionnelles relatives a l'entreprise pour lapdriode 6tudi6e en consultant le Value Line Investment Survey.

4 L'entreprise a annonc6 une modification comptable d61ib€r6e entramantune hausse des b6n6fices au cours de la p^riode 1977-1984.

Modifications comptables deiiberees 279

Les fichiers Compustat ont ete utilises pour recenser les entreprises qui ontapporte des modifications a leurs methodes comptables. Au cours de laperiode soumise k l'etude, 241 modifications comptables deiiberees entrainantune hausse des benefices ont ete relevees au total. Si une entreprise a apporteplus d'une modification au cours d'une meme periode de declaration, nous nenous sommes interesses qu'& l'incidence nette que ces modifications ont eu surles benefices de ladite periode^. Les entreprises qui ont apporte desmodifications comptables auxquelles elles etaient tenues par la profession, etcelles qui ont adopte la methode de l'epuisement a rebours, ce qui entratnehabituellement certaines consequences fiscales, ont ete exclues de l'echantillon.Nous avons egalement exclu les entreprises qui ont annonce, au cours de laperiode, plusieurs modifications dont l'incidence combinee sur les beneficesetait negative. En raison du caractfere incomplet des donnees et del'impossibilite d'obtenir des donnees previsionnelles par l'intermediaire dusystfeme Value Line, 164 entreprises ont ete retirees de l'echantillon. Au total,77 entreprises constituent l'echantillon definitif. Nous avons releve dans leWall Street Journal Index et le Wall Street Journal les dates des annonces pourchaque entreprise de l'echantillon.

Le classement A du tableau 1 montre la distribution des modificationscomptables de l'echantillon definitif, selon leur nature. Le classement Bpresente le nombre des annonces de modification observOes dansrechantiUon, pour chaque annee civile. Le classement C, dans la suite dutableau 1, indique la concentration des entreprises de l'echantillon par secteurd'activite, conformement aux deux premiers chiffres du code de secteur deI'entreprise.

Dans la section precedente, nous avons avance que les entreprises dont lesobligations sont assorties de clauses restrictives etaient enclines k apporter desmodifications comptables entrainant une hausse des benefices en situationdifficile. Soixante-sept entreprises de l'echantillon dont la dette sur le marchepubUc est assortie de clauses restrictives figurent dans le Moody's IndustrialManual. Cette constatation ne signifie cependant pas que les 10 autresentreprises ne sont actuellement assujetties k aucune restriction afferente kleur dette sur le marche public. :6tant donne que Moody's ne fait pas etat del'existence des clauses restrictives associees aux emprunts prives, nous n'avonspas exclu ces 10 entreprises de notre echantillon definitif. Pour etablir lavalidite de ces choix dans l'echantillon, nous avons dresse le profil financierdes entreprises de l'echantillon pour les periodes entourant la date del'annonce, a l'aide des trois ratios suivants^:

benefice net1 Taux de rendement comptable: valeur nette

dette totale2 Effct de levier financier:

actif total


TABLEAU 1Description des entreprises de l'^chantillon

Classement A

Nature de la modification Nombre d'entreprises

Stocks*Adoption de la m6tbode d'imputation k l'exerdceAmortissementt

Autres modifications*

Total

Classement B

Ana6e de la modification

12212420

77

Nombre d'entreprises

19771978197919801981198219831984

Total

83

1029

2218_5_

77

3 Couverture des charges fixes:fonds provenant de l'exploitation

dette totale

En situation difficile, le taux de rendement comptable et le ratio decouverture des charges fixes sont plus faibles, tandis que le ratio de levier estplus eieve. Pour chaque entreprise de l'echantillon, la fiuctuation annuelle deces ratios est calcuiee pour la periode commen^ant trois ans avant lamodification et se terminant deux ans apres la modification. On trouve dans letableau 2 les medianes de ces fluctuations, ainsi qu'une statistique nonparametrique h rangs signes permettant de verifier si la fiuctuation des ratiosest egale h zero.

On observe une diminution appreciable du taux de rendement comptable desentreprises de l'echantillon deux ans avant l'annee de la modification (date qui,dans bon nombre de cas, precede de trois ans l'annonce veritable de lamodification comptable). Les entreprises de l'echantillon affichent, en moyenne,une augmentation sensible de leur ratio de levier dans l'annee qui precedel'annee de la modification. Les entreprises de l'echantillon ayant procede k unemodification enregistrent, en moyenne, une baisse appreciable de leur ratio decouverture des charges fixes au cours de la meme annee, sans doute par suite deleur ratio de levier eieve. En consequence, la diminution du taux de rendement


TABLEAU 1 (suite)

aassement C

Secteur d'activitd

Mines de ni£tauxMines de charbonExtraction du p^trole brut et du gaz naturelConstruction de batimentsConstruction lourdeAliments et produits connexesProduits de filatureBois de diaipente et produits du boisPapier et produits connexesImprimerie, Edition et industries connexesProduits chimiques et produits connexesRaffinage du p^trole et industries apparent^esProduits en caoutchouc et produits en mati^re plastiqueProduits en pierre, en argile, en verre et en b^tonPremiere transformation des m^tauxFabrication des produits m^talliquesMadiinerie industrielle et commerdale

et materiel informatiqueMateriel dlectronique et ^lectrique et piecesMateriel de transportTransport ferroviaireTransport de vente par v^hicules motorists

et entre posageTransport par eauCommunicationsCommerce de gros — biens durablesCommerce de gros — produits p6rissablesMat6riaux de construction, quincaillerie, accessoires

de jardin et marchands de maisons mobilesAutres magasins de detailServices immobiliersServices aux entreprisesServices divers

Total

Nombre d'entreprises

3161152232521172

7463

12121

11211

77

•Indut la restructuration des categories de biens auxquelles est appliqu^e lam^thode de I'^puisement k rebours et les modifications apport^s h la repartitiondes frais gdneraux.tConsiste essentiellement dans le changement de l'amortissement.*Parmi les autres modifications pouvant etre apportdes figurent celles desestimations et des methodes comptables destinees h la capitalisation des coflts demaintenance, d'entreposage et de passage en cale s^che.


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Modifications comptables d^lib^rês 283

comptable, l'augmentation du ratio de levier financier et la baisse du ratio decouverture des charges fixes, les trois ensemble, incitent & conclure que lesdifficulty de Tentreprise et la rigueur des contraintes qui Iui sont impos6es par ladette invitent h proc^der h des modifications comptables entramant une haussedes b^n^fices.

Dans une premiere etape, nous calculons, sous forme d'approximationpr61iminaire imparfaite, une variable substitutive afin d'evaluer si lesinvestisseurs sont au fait de la situation difficile de l'entreprise avantl'annonce de la modification. Le comportement du rendement de l'action del'entreprisa est analyst sur une p^riode d'environ trois ans avant l'annonce dela modification (cette p^riode prenant fin trois jours avant l'annoncepublique). Les rendements anormaux antdrieurs sont estim^s au moyen dumodfele du march6 pour chacune des entreprises It partir des donndespost^rieures & l'annonce, qui sont recueillies sur une p6riode s'dchelonnant detrois a 240 jours aprfes l'intervalle des cinq jours entourant l'annonce. Lesdonnees provenant de l'echantillon r^velent la presence de cas de faiblesvolumes d'op6rations. Un modele de marche râgissant tardivement—analogue h celui utilise par Scholes et Williams (1977) et par Dimson (1979)—est employe pour estimer le rendement des entreprises.

^ Rm,t + 1 + ît (1)

oil:7?,-, = le rendement de l'entreprise i pour la periode ti?^, = le rendement du marche pour la periode t€;, = un param&tre d'erreur

Les rendements anormaux cumulatifs moyens (RACM) sont calcuies &l'aide de I'equation suivante:

1 77 - 3 ^

77 X 597 ^1 /=66o " "

oil R-f est le rendement prevu obtenu grace & I'equation (1) et verifie d'aprfesrhypothSse nuUe RACM = 0. Les resultats obtenus pour notre echantillonsont les suivants:

RACM = -0,00032statistiquer= -2.71 Pr>

Pr>t I = 0,0067S| =0,000L

Statistique non parametrique S rang signe = -2,836

Les resultats des ratios financiers donnent h. penser qu'en moyenne, lesmodifications sont motivees par les situations difficiles. Les rendementsanormaux moyens negatifs n'attestent que faiblement que les investisseurs


TABLEAU 3Eutrepdses radiees de la cote

Code de radiation Nombre d'entrepdses

2345

Total

FusionDedassement du marcheLiquidationRadiation operee par la bourse

1251

disposent, en moyenne, d'information prealable au sujet des difficultespotentielles qui touchent une entreprise caracteristique, au moment oil lamodification comptable est annoncee.

Nous avons passe en revue le parcours de ces entreprises et etabli qu'kcompter du 31 decembre 1987, vingt-deux des entreprises de l'echantillon (soit28.5 pour cent) ont ete radiees de la cote par leur bourse respective. Letableau 3 indique les raisons de cette radiation, selon les teiescripts du CRSP.La majorite des entreprises radiees ont fusionne avec d'autres entreprises. Bienque les motifs des fusions varient, Martin et McConnell (1991) apportent deselements qui etayent le raisonnement selon lequel la prise de controle contribuede manifere appreciable & discipliner les cadres superieurs non efficients.Compte tenu du profil financier des entreprises de l'echantillon, il seraitplausible de supposer que bon nombre de ces fusions etaient des rachats k causede difficultes financiferes. Nous soumettons l'hypothese selon laquelle lesdedassements de titres d'entreprises qui passent a un marche de rang inferieur(de la NYSE ou de l'ASE au marche hors cote) de meme que les radiations detitres par les bourses sont principalement relies a l'echec financier.

Tests empiriques appliques a la reaction globale du marcheDans la presente section, nous soumettons l'hypothese 1 I un test relatif a lareaction globale du marche k la date ou les entreprises de l'echantillonannoncent une modification comptable entrainant une hausse des benefices.Malheureusement, k l'exception de seulement six entreprises de l'echantillon,les annonces des modifications comptables ont eu lieu en simultaneite avecl'annonce des benefices. Cette coincidence des annonces fait intervenir unelement de confusion dans les estimations habituelles des rendementsanormaux du module du marche. L'estimation des rendements anormaux deI'entreprise reflfete la reaction du marche tant aux benefices qu'a l'annoncedes modifications comptables. Selon l'hypothese 1, le signe du parametreestime du rendement anormal devrait etre negatif. Toutefois, la prediction estvalide s'il n'y a pas d'inattendu dans les benefices et que les investisseurs nedisposent pas d'information prealable au sujet des difficultes eprouvees parI'entreprise. En consequence, l'interpretation des paramfetres du rendementanormal doit etre envisagee avec prudence.


Comme dans la section precedente, un module de marche reagissanttardivement a servi k mesurer les rendements anormaux des entreprises.

Oil:

Rj, = le rendement de l'entreprise i pour la periode t

R^ , = le rendement du marche pour la periode t

(1. dans la periode de l'annonce pour l'entreprise j

0. dans les autres cas

\j = un parametre exprimant un evenement, qui mesure les rendements

anormaux pendant la pedode de l'annonce

€j.j = un paramfetre d'erreur

Pour estimer l'equation (2), nous avons utilise une methode postedeure a laperiode d'estimation semblable & celle adoptee par Richardson, Sefcik etThompson (1986). La periode d'estimation couvre les 2 jours qui precedentl'annonce et s'echelonne jusqu'& 242 jours apres l'annonce''. La perioded'annonce commence deux jours avant l'annonce veritable et se termine deuxjours aprfes; elle est done d'une duree de cinq jours incluant la date de l'annonce.

Si Ton en juge par les profils financiers analyses dans la section precedente,Ies entreprises de l'echantillon semblent manifester des signes de difficultes. IIest probable que le risque auquel ces entreprises sont exposees varie au coursde la periode qui commence trois ans avant l'annee de la modification et setermine 1 an aprfes. L'estimation des rendements anormaux dans le modele (2)n'est valide que si les risques auxquels sont exposees Ies entreprises del'echantillon au cours de la pedode de cinq jours qui entoure l'annonce ne sontpas differents de ceux auxquels elles sont exposees au cours des 240 jours quisuivent l'annonce, ce qui correspond h notre periode d'estimation. Pour vedfierla validite du modele (2), nous avons eu recours h une version adaptee de latechnique preconisee par Ibbotson (1975). Cette technique est egalementutilisee par Brennan et Copeland (1988) et par Ball et Kothad (1991). Toutesles donnees relatives aux entreprises ont ete regroupees pour la periode decinq jours entourant l'annonce et un coefficient beta « commun » de 1,21 a etecalcuie. Un coefficient beta « commun » similaire a ete estime & partir duregroupement de toutes les donnees relatives aux entrepdses pour la pedodeposterieure h l'annonce. Le coefficient beta « commun * estime relatif h laperiode posterieure h l'annonce est de 1,28. Un test t applique h l'egalite desdeux coefficients a produit une statistique t de 0,2381, avec une valeur de p de0,989. Ce resultat nous permet de conclure qu'en moyenne, les coefficients betade la pedode entourant l'annonce ne presentent pas de difference significativepar rapport aux coefficients beta de la periode d'estimation.


TABLEAU 4Distribution du coeffident des rendements anormaux

«,-, = ft, + Pr' ^m,t -1 + Mm,, + Pt' K.,^l+ \ h + *„

Statistiques, \jLimite superieure 0,03486Limite infdrieure - 0,0157M^diane 0,00092Moyenne 0,001305feart type 0,010946

Analyses de la distribution de la statlstique t sur X,- pour rechantillon

Moyenne 0,207468 Variance 1,040208T: Moyenne = 0 1,784988 Prob > IT I 0,0783W:Normale 0,95151 Prob<W 0,0145

Statistique t sur la moyenne. A, 1,0459Prob > I rl 0,2989

Statistique Fsur la somme de A 0,78Prob > F 0,3700

Le tableau 4 contient les statistiques relatives k la reaction globale dumarche a l'annonce tant des benefices que des modifications comptables.Supposons que les rendements de l'equation (2) ont une distribution normaleet independante. Selon l'hypothfese nuUe, si tous les A,- sont egaux a zero et siles periodes d'estimation comptent toutes plus de 100 jours, la statistique trelative aux A,, estimes devrait presenter une distribution normale standard. Letableau 4 montre que la normalite de la distribution de la statistique t estrejetee k un seuil de signification de 1,45 pour cent. Toutefois, la varianceempirique de la statistique t est de 1,040 et le test de la moyenne de T estsignificatif k 7,8 pour cent seulement. Ce resultat nous amfene k rejeterI'hypothese nulle selon laquelle tous les A, sont egaux k zero. En fait, lesresultats montrent que huit des statistiques / relatives aux parametres derendements anormaux ont un seuil de signification de 0,10 et six, un seuil designification de 0,05. Onze entreprises ont des A,- positifs et trois des estimationsdu A,, sont negatives, ce qui suppose que seulement 18 pour cent environ desentreprises de l'echantillon presentent des rendements anormaux k la date del'annonce^.

En outre, le coefficient des rendements anormaux moyens. A, presente unestatistique t de 1,0459, ce qui indique qu'il n'est pas sensiblement different dezero. Enfin, l'hypothfese moins restrictive voulant que la somme des veritablescoefficients soit egale k Z6TO a ete testee^. Dans le tableau 4, la statistique F aune valeur de 0,78. Ce resultat n'est pas statistiquement significatif et ne

Modifications comptables deliberees 287

permet pas de rejeter l'hypoth^se nulle selon laquelle la somme est egale azero.

Les resultats empiriques relatifs h la reaction globale du marche k ia datede l'annonce sont partages. Nous rejetons l'hypothese nulle selon laquelle lareaction du marche est inexistante pour toutes les entreprises de l'echantillon.Si Ton prend l'echantillon dans son ensemble, les trois tests qui precedentcombines montrent que nous ne pouvons rejeter la premiere hypothfese nulleselon laquelle la reaction globale du marche h. la decision des entreprises del'echantillon, & la date de l'annonce de la modification comptable et desbenefices, est egale k zero.

Ces resultats sont conformes h ceux de Holthausen (1981), qui a etudie unechantillon different d'entreprises ayant procede h des modifications demethodes comptables, sur une periode de temps differente. Le rendementanormal moyen de zero au cours de la periode entourant l'annonce pourraitresulter de la confusion provoquee par l'annonce de benefices. II peut etrecause par les modifications comptables qui sont motivees par des facteurs autresque des difficultes d'ordre financier, ce qui pourrait supposer des nouvellesfavorables pour les investisseurs. Enfin, conformement a l'analyse de la sectionpr^cedente, il est possible que les investisseurs disposent d'informationprealable au sujet de la situation difficile des entreprises et que les annonces demodification n'aient aucune incidence sur le marche. Nous etudierons enprofondeur ces differentes possibilites dans l'analyse transversale qui suit.

Tests transversatix d'associationDans la presente section, nous procedons au test de l'hypothfese 2 encommenqant par analyser Tassociation des benefices inattendus et del'information prealable avec les rendements anormaux au cours de la periodeentourant l'annonce. Selon la presupposition 4, les investisseurs prevoient deiaqon rationnelle le comportement du gestionnaire en reaction aux difficultesauxquelles l'entreprise fait face. En consequence, l'hypothfese 2 prevoit unerelation inverse entre la reaction du marche h une modification comptabledeiiberee entrainant une hausse des benefices et la quantite d'information quedetiennent, avant la modification, les investisseurs en ce qui a trait auxdifficultes de l'entreprise. Notre hypothfese relative h rinformation prealableinclut toute l'information dont les investisseurs peuvent disposer relativementk l'entreprise. Cette information englobe tous les renseignements relatifs aumarche dans son ensemble, ainsi que les renseignements propres au secteurd'activite et h l'entreprise. En general, la plus grande partie de cetteinformation est imparfaite. Par consequent, k partir de l'information qu'ilsdetiennent, les investisseurs mettent k jour leurs suppositions au sujet de lasante economique de I'entreprise (qu'elle soit ou non en difficulte ). Plus lesinvestisseurs ont de l'information prealable au sujet de l'entreprise, moins ilssont surpris par l'annonce d'une modification comptable. En consequence, lareaction du marche est moins marquee k la date de l'annonce. L'annonce est,en fait, un autre indicateur imparfait qu'observent les investisseurs. Elleam&ne certains d'entre eux k reconsiderer plus S fond leurs suppositions.


l^tant donne que la plupart des annonces de modifications comptables faitespar les entreprises de l'echantillon coincident avec les annonces de benefices, leparamfetre des rendements anormaux mesure au moyen de I'equation (2)englobe k la fois la reaction du marche & la portion inattendue des benefices etk la modification comptable. Pour tenir compte de l'ajustement du marche auxbenefices inattendus qui sont declares ainsi que de l'information prealabledetenue par les investisseurs au sujet des difficultes de l'entreprise, nousappuyons notre analyse sur le module lineaire transversal suivant:

î = To + yiÎi + yi^î + «,- (3)

oil:

A,- = les rendements anormaux de l'entreprise i

.B/,. = la variable des benefices inattendus de l'entreprise i

IP^ = retendue de l'information prealable relative aux difficultes de

l'entreprise

«,- = un paramfetre d'erreur

La variable dependante de I'equation (3) A,- est estimee au moyen deI'equation (2). L'ecart type individuel de Xj est estime au moyen deI'equation (2). Les ecarts types estimes, ^j^. , servent de ponderation pourestimer (3) au moyen de la methode des moindres carres ponderes'.

Deux variables substitutives sont utilisees en ce qui a trait a l'informationprealable que detiennent les investisseurs au sujet des difficultes de l'entreprise.La premiere est celle des gains ou des pertes en capital anterieurs qui se reOetentdans le cours de l'action^ pour la periode precedant l'annonce de la modificationcomptable. La pyeriode consideree (annee < — 3) commence ^ la fin du troisifemeexercice financier precedant l'annee de la modification et se poursuit jusqu'S ladate de l'annonce de la modification, ce qui constitue une periode d'approxima-tivement trois ans. Plus precisement, I'equation se formule ainsi:

î,t ~ î,t-3IP} = r (4)

oil Cj, et Cj ,_3 representent le cours de l'action h la date de l'annonce et auterme des trois annees qui precedent l 'annee de la modification,respectivement.

La seconde variable substitutive relative & l'information prealable est lamoyenne des rendements anterieurs pour les 800 jours d'activite duqui precedent l'annonce de la modification comptable.

S ,7IPf = fl!22 (5)

Nombre de jours d'activite


Cette variable substitutive se definit, grosso modo, de la meme maniereque la variable IPj, k Texception du fait qu'elle inclut tous les dividendesverses au cours de la periode.

Le choix de la periode k regard de laquelle la variable IP est calcuiee estarbitraire. Foster (1986) rapporte que les ratios financiers d'entreprises ayantfait faillite commencent k manifester un comportement different de celui desentreprises qui ne font pas faillite des trois k cinq ans avant que l'echec soitconstate. Un horizon de trois ans a ete retenu etant donne que, selon letableau 2, le taux de rendement comptable moyen des entreprises commencek dediner trois ans avant l'annonce de la modification. L'analyse estegalement reprise grace au calcul des variables substitutives pour les periodesde un an et de deux ans precedant l'annonce. Les resultats respectifs de cescalculs sont presentes dans les classements C et D du tableau 6.

La variable BIj des benefices inattendus est definie de la fa?on suivante:

oh:

Z^ = les benefices premiers par action de I'entreprise i pour le trimestre q,selon Value Line

YIj = l'incidence de la modification sur le benefice par action de I'entreprisei pour l'annee de la modification

<}), = l'ensemble de l'information dont disposent les investisseurs au temps t

Ci^ = le cours de l'action de I'entreprise i k la fin du trimestre q

L'equation (6) est definie de telle sorte que les benefices prevus,E[Zjij I ct>J, sont conditionnes par toute l'information disponible avantl'annonce de la modification comptable. Nous utilisons deux variablessubstitutives pour le calcul des previsions du marche relatives au benefice paraction de I'entreprise. La premiere de ces variables substitutives est laderniere en date des previsions relatives aux benefices trimestriels produitespar Value Line avant l'annonce de la modification^''. La seconde variablesubstitutive, definie par l'equation (7), est une variable substitutive mecaniquequi est une variante de la marche aleatoire avec derive.

-7 . + \7 —7 1 + 17 — 7 1^i,q —4 I 1,9 - 5 i,q —lJ I /,? - 6 ^i,q —2l

+ [2:^, -7-2/ , , -3] (7)

Cette definition des benefices prevus incorpore l'information prealablerelative aux sept trimestres precedant l'annonce de la modification. Si Tonutilise le £ [Z,- I <t>,] tel qu'U figure en (7), au lieu de la prevision Value Line,le B/? est defini comme dans l'equation (6).

Le classement A du tableau 5 fournit des statistiques descriptives des


variables de regression qui sont utilisees dans les equations (2) et (3). Plus de lamoitie des entrepdses de l'echantillon ont des benefices inattendus negatifs, cequi est conforme k notre hypothfese relative aux difficultes qu'elles eprouvent.

Les resultats de l'estimation du modele transversal (3) figurent au tableau 6^ .Le classement A presente les resultats de la regression obtenus en utilisant IP^avec un gain ou une perte en capital sur trois ans et IP^ pour les trois annees de

TABLEAU 5Statistiques descriptives

Moyenne

Qassement A£chantillon complet

BI'BPIP' (3 ans)/P2(3ans)

-0,031-0,076-0,256

0,0004

Mediane

-0,0045-0,034

0,0570,0004

6carttype

0,0910,7651,0370,0009

Classement BGroupe presentant un ratio de levier eieve (49 entreprises)

ABI'IP'IP2

0,0009-0,042-0,477

0,0003

-0,001-0,008-0,111

0,0003

0,0110,1111,1880,0009

Groupe presentant un ratio de levier faible (28 entreprises)

ABI'IP'IP2

0,001-0,010

0,1320,0007

0,001-0,0002

0,2930,0008

Classement CAnnees de recession (33 entreprises)

ABI'IP'IP2

0,0024-0,036-0,103

0,0005

0,002-0,009

0,0570,0006

Annees sans recession (44 entreprises)

ABI'IP'IP2

0,0004-0,026-0370

0,0004

0,0006-0,0008

0,0460,0004

0,0090,0250,5180,0006

0,0100,0780,5970,0007

0,0110,1001,2660,001

Nombre deresultatspositifs

30253956

24162131

17141825

179

1725

24212231

Nombre deresultatsnegatifs

47523821

25332818

1114103

1624168

20232213


rendement anterieur avec Bfl^. Les coefficients estimes 72 tant pour IP^ que pourIP^ affichent le signe prevu. Us sont significativement negatifs dans le cas de IP^ k0,18 pour cent, avec une statistique t de -3,241, et, dans le cas de IP'^, k 3,74 pourcent, avec une statistique t de -2,119. Les coefficients relatifs aux beneficesinattendus, yj, sont tous les deux positifs, comme prevu. Ils sont statistiquementsignificatifs seulement k 10,26 pour cent dans le cas de IP^ et a 10,5 pour centdans le cas de IP\ avec des statistiques t respectives de 1,653 et 1,641.

Les resultats du classement B, avec Tutilisation d'un module de previsionsde benefices base sur la marche aieatoire avec derive, livrent des estimationsde la variable des benefices inattendus BI^. Ces estimations sont significativesaux niveaux de 0,74 pour cent et de 1,73 pour cent. Les estimations relatives kla variable de I'information prealable, /P, , portent toutes deux le signeapproprie et sont statistiquement significatives aux niveaux de 0,04 pour centet de 1,73 pour cent. Ces resultats relatifs a IPj sont analogues k ceux dont ilest fait etat pour le classement A, a l'aide des previsions de Value Line dans lemodele des previsions de benefices^^.

Dans les classements C et D, les resultats sont sensibles au choix d'horizontemporel pour la mesure de IP' et IP^, du fait que les seuils de significationdiminuent avec l'horizon temporel. Aucune des precedentes estimations duparamfetre information n'est significative pour un an et deux ans avant la datede I'annonce^-'.

Comme prevu, les coefficients estimes de BI sont positifs et ceux de IP sontnegatifs. Les consequences de la periode sur les coefficients de IP sontderoutantes. Elles sont conformes k l'hj'pothese selon laquelle I'informationrelative aux difficultes de l'entreprise a filtre sur le marche financier jusqu'atrois ans avant l'annonce de la modification. Cela correspond k la premierediminution significative des taux de rendement presentee au tableau 2. II estprobable que le cours des actions commence k reagir a cette informationjusqu'^ trois ans avant la periode entourant l'annonce. Nous ne pouvons quesupposer que les gestionnaires, en dernier recours pour esquiver lemanquement technique, modifient les methodes comptables de faqon khausser Ies benefices de l'entreprise afin d'attemier les contraintes liees auxclauses restrictives attachees k ses obligations. Ils sont conscients qu'une tellemodification peut reveler au public que l'entreprise fait face a des difficultes.Les resultats d'incidence nulle des variables substitutives IP de un et deux anssont cependant difficiles a interpreter.

Analyses transversales supplementairesL'analyse de la section qui precfede donne k penser qu'une entreprise peutmodifier ses methodes comptables dans le but d'alieger une clause restrictiveau respect de laquelle ses emprunts la contraignent. Press et Weintrop (1990)en viennent a la conclusion que Ies restrictions fondees sur les donneescomptables tendent k etre plus contraignantes pour les entreprises qui sontdavantage financees par emprunt et dont l'effet de levier est plus eieve. Pouraxer notre analyse sur les modifications qui sont les plus susceptibles d'etre


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motivees par les difficultes auxquelles I'entreprise fait face, nous subdivisonsles entreprises de l'echantiUon en fonction de leur effet de levier compare a lamoyenne de leur secteur d'activite respectif. De fa^on plus explicite, si, aucours de l'annee qui precede l'annonce de la modification, une entreprisepresente un ratio de levier superieur k la moyenne du secteur, selon le coded'industrie k deux chiffres, calcuiee k partir de la population entiere deCompustat, eUe est classee au rang des entreprises presentant un ratio delevier eieve. Autrement, elle est classee parmi les entreprises presentant unfaible ratio de levier.

Les statistiques descriptives des deux groupes sont presentees au tableau 4,classement B. L'analyse transversale est reprise pour ces deux sous-echantnions^l Les resultats sont consignes dans le tableau 7.

Les 49 entreprises appartenant au groupe d'entreprises ayant un ratio delevier eieve se caracterisent par une forte association entre les rendementsanormaux et la variable de l'information prealable, avec des ratios t de —3,398a un niveau de signification de 0,14 pour cent et de -2,196 a un niveau designification de 3,3 pour cent pour les parametres estimes de IP^ et IP^,respectivement. Les resultats du sous-echantUlon du ratio de levier eieve sontconformes k ceux des sections precedentes. En fait, ces resultats sont plusmarques que ceux de l'ensemble de l'echantillon. Le R^ ajuste, la statistique Fet les ratios t sont tous superieurs k ceux presentes dans le classement A dutableau 6. Dans le sous-echantillon des entreprises presentant un ratio delevier eieve, la mediane des A dans le modeie du marche est negative, ce quiindique qu'il y a plus d'entreprises ayant des A negatifs que des A positifs. Pourle sous-echantillon des 28 entreprises presentant un faible ratio de levier,d'autre part, les deux variables de l'information prealable ont des coefficientspositifs et non significatifs.

Les resultats de la subdivision en fonction du ratio de levier sontinteressants. Sur l'ensemble des 77 entreprises de l'echantillon, 49appartiennent au groupe qui se caracterise par un ratio de levier eieve. Cetteobservation vient renforcer notre hypothese scion laquelle les difficultesqu'eprouve une entreprise sont, pour elle, une raison majeure de proceder kune modification comptable entrainant une hausse des benefices. Les resultatsde IP en ce qui a trait au groupe caracterise par un ratio de levier eieve sontplus marques que ceux de l'ensemble de l'echantillon. Bien que la medianedes A estimes soit negative, la reaction globale du marche pour ce groupe nes'ecarte toujours pas de zero de iaqon significative.

L'echantiUon consiste en entreprises qui ont volontairement adopte desmodifications entrainant une hausse des benefices au cours de la periode1977-1984. Toutefois, au cours de la periode 1980-1982, les 6tats-Unis setrouvaient en recession economique. Cela suppose qu'une majorited'entreprises americaines faisaient face k des difficultes financiferes.6videmment, la connaissance de l'existence de difficultes financieres k l'epoquen'etait certes pas une information priviiegiee. Notre raisonnement, dans lasection precedente, veut que la reaction du marche aux modifications entrainant


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une hausse des benefices en periode de recession economique soit plus modereelorsque la detention d'information relative aux difficultes eprouvees parl'entreprise est le lot commun de tous les investisseurs. Nous subdivisons notreechantillon en deux groupes: I'un forme d'entreprises ayant annonce unemodification entrainant une hausse des benefices au cours de la periode1980-1982 et I'autre forme d'entreprises ayant adopte ces modifications aucours d'autres annees. L'analyse transversale de la sous-section precedente estreprise pour ces deux sous-echantillons. Les statistiques descriptives de lavariable dans le cas de cette subdivision sont presentees dans le classement C dutableau 4. La moyenne des benefices inattendus pour les annees de recession estnegative, et 24 des 33 entreprises affichent des benefices inattendus negatifs.

Le classement A du tableau 8 fait etat des resultats de l'analyse transversaledes 33 entreprises ayant adopte une modification entrainant une hausse desbenefices au cours de la periode 1980-1982. Les coefficients estimes tant pourla variable Bl que pour la variable IP sont affectes du signe prevu. Toutefois,aucun des coefficients n'est statistiquement significatif a I'un quelconque desdegres conventionnels. Ces resultats sont conformes k l'intuition selon laquelle,au cours d'une recession economique, les difficultes financieres ne constituentpas une information priviiegiee. Les investisseurs s'attendent a ce que lesentreprises soient atix prises avec des difficultes et, au moment de l'annonce dela modification comptable, aucune information suppiementaire n'est transmise.Les resultats relatifs aux 44 entreprises ayant annonce une modification aucours des autres annees de la periode faisant l'objet de notre etude (soit durant1977-1979 et 1983-1984) sont presentes dans le classement B. Les coefficientspour IP' et IP^ sont significatifs a 0,13 pour cent et 1,09 pour cent, avec desstatistiques / respectives de -3,455 et -2,669. Les coefficients correspondantsde BP presentent des statistiques t de 1,708 et 2,129 et sont significatifs k9,51 pour cent et 3,93 pour cent. Notre interpretation de ce resultat est lesuivant: lorsque le macro-environnement ne donne aucun signe de conjonctureeconomique globale difficile, revaluation de l'entreprise par les investisseurs ala date de l'annonce depend de la quantite de I'information prealable dont ilsdisposent au sujet de l'entreprise^^.

Pour permettre la comparaison, nous avons reproduit l'analyse transversalede Holthausen (1981) en utilisant notre echantillon complet d'entreprises. Al'exclusion de la variable IP, nous avons repris le meme modele que celuiqu'etudie Holthausen (1981). Les coefficients de IP' demeurent negatifs etsignificatifs, et les statistiques relatives aux coefficients de toutes les autresvariables sont comparables k celles dont Holthausen (1981) fait etat dans sonetude.

Enfin, nous avons teste la validite des resultats empiriques qui precedentrelativement aux distributions empiriques des residus des regressions (2) et(3). La statistique moyenne de Durbin-Watson indique qu'il n'y a pas, enmoyenne, d'autocorreiation importante dans l'echantillon. Le test denormalite de Kolomogorov applique aux residus indique que la normalite nepeut etre rejetee k I'un quelconque des degres conventionnels.


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Analyse des resultatsVoici, sous forme condensee, l'essentiel de nos resultats.1 Les rendements anormaux moyens au cours de la periode entourant

l'annonce ne s'ecartent pas de zero de fa^on significative pour l'ensemblede l'echantillon de meme que pour toutes les subdivisions. Notre premiferehypothfese nulle ne peut etre rejetee.

2 Les rendements anormaux au cours de la periode entourant l'annonce sonten correlation positive avec les benefices inattendus et en correlationnegative avec l'information prealable. Les deux associations sontstatistiquement significatives, ce qui nous amfene h. rejeter notre secondehypothese nulle et a accepter la contre-hypothfese formuiee dans la sectionprecedente.

3 L'association transversale est plus marquee chez les entreprises presentantun ratio de levier eieve qui, croyons-nous, sont davantage motivees par lesdifficultes qu'elles eprouvent que ne le sont les entreprises caracteriseespar un faible ratio de levier. L'association est egalement plus marquee pourles modifications qui sont operees au cours d'une periode qui n'est pastouchee par la recession, pendant laquelle les difficultes financi&res sontmoins frequentes.

Ces resultats viennent appuyer nos suppositions. Dans la sectionprecedente, nous avions prevu une association negative entre les rendementsanormaux et l'information prealable detenue par les investisseurs au sujet desdifficultes financiferes de l'entreprise. Nous avions egalement prevu desrendements anormaux globaux negatifs en reaction a l'annonce desmodifications. Nous avons cependant obtenu des rendements anormauxmoyens statistiquement non significatifs au cours de la periode entourantl'annonce. Nous proposons plusieurs explications possibles aux rendementsanormaux de zero: le fait que les investisseurs possfedent de l'informationprealable relativement aux difficultes de l'entreprise, l'existence de facteurs deconfusion attribuables k la simultaneite d'annonces de benefices et les motifsautres que les difficultes financi&res qui incitent h. des modificationscomptables. Nous sommes parvenus a etablir une relation avec l'informationprealable. Toutefois, dans le groupe d'entreprises presentant un ratio de leviereieve, les rendements anormaux au cours de la periode entourant l'annoncene s'ecartent pas de zero. Nous posons l'hypoth&se selon laquelle cesentreprises procfedent a leurs modifications comptables en raison desdifficultes qu'elles eprouvent et de la rigueur des restrictions que leurimposent les clauses dont leurs contrats d'emprunt sont assortis. Cetteconjecture est renforcee par le fait que les variables substitutives BI sont, enmoyenne, negatives dans le cas des entreprises caracterisees par un ratio delevier eieve. En fait, le BI pour ce groupe d'entreprises est davantage negatifque celui de l'ensemble de l'echantillon. Malheureusement, cela n'expliquetoujours pas l'incidence nulle de l'annonce sur les rendements.

A la lumifere de ces constatations, nous croyons que le resultat non significatif


relatif k l'incidence globale est attribuable k la combinaison de deux facteurspotentiellement contradictoires. Les coefficients des variables substitutives IPsont negatifs, et ceux des variables BI sont positife, tandis que les valeurs desvariables BI sont negatives, en moyenne. Cette observation suggere une reactionfavorable dans le cas des entreprises pour lesquelles les investisseurs possedentdavantage d'information prealable, tandis que les entreprises dont lesinvestisseurs possedent peu d'information prealable sont susceptiblesd'enregistrer une reaction du marche plus negative k l'annonce d'unemodification.

La reaction favorable decrite ci-dessus peut s'expliquer par l'hypothese dutransfert de richesse suggeree par Holthausen (1981). Dans le contexte denotre argumentation, cela est possible si les investisseurs qui sont au fait desdifficultes qu'eprouve I'entreprise ne prevoient pas k 100 % la modificationcomptable qui se prepare et sont favorablement * etonnes » par l'annonce.

ConclusionNous avons expose dans le present article une argumentation economiqueexpliquant la motivation des gestionnaires qui decident d'apporter desmodifications comptables entrainant une hausse des benefices sans consequencesapparentes (de * premier ordre », k tout le moins) sur les fiux monetaires. Nousnous sommes egalement penches sur la reaction correspondante du marche auxmodifications de cette nature.

Supposons que, dans un contexte courant, la meilleure strategie deI'entreprise en matiere de declaration des benefices ne soit pas celle quientraine une hausse maximum des benefices. Si la situation se deteriore, ladirection de I'entreprise s'attendra k une baisse dans la distribution desbenefices et, par consequent, k la probabilite non negligeable d'unmanquement technique aux clauses restrictives dont les emprunts existantssont assortis. Le risque de manquement technique et les couts eieves de larenegociation des clauses restrictives qui en resulteraient ainsi que laperspective d'une reduction de leur remuneration inciteraient les gestionnairesk opter pour une strategie d'information ayant pour effet de surevaluer lesbenefices.

Puisque les investisseurs, usant de rationalite, anticipent le choix desgestionnaires en matiere de strategie d'information, l'adoption d'une methodecomptable entrainant une hausse des benefices leur indiquera que lesgestionnaires ont requ de « mauvaises nouvelles ». Les investisseurs reviserontleur position et evalueront done I'entreprise k la baisse, ce qui aura une incidencenegative sur le marche.

Nous avons ensuite mis notre raisonnement theorique k l'epreuve k l'aided'un echantillon de 77 entreprises ayant annonce des modificationscomptables deiiberees au cours de la periode 1977-1984. Le profil desentreprises de l'echantillon indique qu'elles ont enregistre, en moyenne, untaux de rendement comptable inferieur pendant les trois annees qui ontprecede l'annonce de la modification. Les tests effectues relativement k


l'incidence globale de la modification comptable sur le marche ne nouspermettent pas de rejeter l'hypothese d'une reaction nulle du marche. Nosanalyses transversales ont reveie que les rendements anormaux sont enrelation positive significative avec les benefices inattendus et en relationnegative significative avec nos mesures de l'information prealable. Dans le casdes entrepdses appartenant au groupe caractedse par un ratio de levier eieve,l'association des rendements anormaux et des variables substitutives relativesh l'information prealable est plus marquee que pour l'echantillon pris dansson ensemble et pour le groupe des entreprises presentant un faible ratio delevier. L'association est egalement plus marquee pour les modifications qui nesont pas operees en pedode de recession que pour celles qui le sont.

Ces resultats viennent etayer, dans une certaine mesure, nos previsions.Nous ne pouvons cependant ecarter l'hypothfese selon laquelle l'annonced'une modification dedenche une reaction positive dans le cas des entreprisesau sujet desquelles les investisseurs possfedent un volume importantd'information prealable et une reaction negative dans le cas de celles dont lesinvestisseurs possfedent peu d'information prealable. Nous attribuons lareaction positive h l'hypothfese du transfert de richesse suggeree parHolthausen (1981). Un tel transfert de richesse est possible si les investisseursrationnels, au fait de la situation difficile de l'entreprise, n'anticipent pas lamodification comptable k venir et sont favorablement etonnes par l'annoncede cette modification. Dans le cas des entreprises qui livrent moinsd'information prealable relative aux difficultes qu'elles eprouvent, nosresultats donnent h penser que l'incidence est plus defavorable. Le casecheant, les investisseurs apprennent les difficultes financiferes qu'eprouvel'entreprise par le truchement des modifications comptables.

Renvois1 L'annonce des modifications ne coincide pas n^cessairement avec la fin de

Texercice.2 Les renseignements relatifs aux consequences des modifications annonc^es sur les

b^n^fices sont tir^s des notes notes aux ^tats financiers des entreprises.3 Zmijewski (1983) a mesur^ l'^cart entre un Echantillon d'entreprises ayant fait

faillite et d'entreprises n'ayant pas fait faillite, k regard de 75 variables. Ces troisratios ont T6\6\6 des hearts constants entre les deux categories d'entreprises.

4 La periode d'estimation minimum est de 100 jours.5 Parmi les 14 entreprises pr^sentant des rendements anormaux significatifs k la date

de l'annonce, cinq ont annonc6 une modification de la m^thode d'amortissement,dnq ont op^re des modifications attribuables aux credits d'impot, deux ont modifieles categories d'^puisement k rebours k des fins financi^res, une a modifie samethode de capitalisation des coflts relics k l'entreposage et une a modifie ses tauxde change. II semble que la signification statistique ne soit pas le resultat d'unemodification comptable particuli&re.

6 Selon Thypoth^se nulle voulant que la moyenne soit egale k zero, la statistique dutest

F =


a A,)2

est distribute comme F, oit a-,, est I'^cart type de A,, estimê k partir de la regressiondes series chronologiques (2).

7 Nous postulons que les Î^ments hoTS diagonale de la matrice de covariance sont£gaux k Z6TO parce que les dates des annonces, dans notre Echantillon, differentselon l'entreprise. Nous choisissons d'estimer les modules (2) et (3) s^par^ment, enraison de la d^pendance linâire entre IP et Bl individuellement, si nousincorporons ces deux variables k l'^quation (2). Au surplus, Chandra etBalachandran (1990) montrent qu'en rSgle g^n^rale, la m^thode des moindrescarr^s g£n£ralis6s ne convient pas aux modules comptables empiriques.

8 La variable substitutive IP] n'indut pas le rendement sous forme de dividendespour la meme periode. Nous envisageons le cours de l'action (ou la valeurmarchande de l'entreprise h un moment donnd) comme £tant la valeur pr^vue desfiux mon^taires futurs de l'entreprise. Ainsi, une diminution du cours de l'actionsupposerait une diminution des flux monetaires futuis pr^vus de l'entreprise.

9 Dans quelques cas, nous ne disposons pas de donnês relatives au rendement desentreprises de l'echantillon pour toute la periode. En ce qui a trait h ces entreprises,la variable IP^ est calculee pour le maximum de jours d'activite pour lesquels leteiescript du CRSP foumit des renseignements. Toutefois, h l'exception d'uneentreprise dont la periode d'activite est de 400 jours, aucune autre entreprise del'echantillon n'a de periode d'activite comptant moins de 600 jours precedantTannonce.

10 Le module ideal de prevision des benefices est celui d'une prevision formuieeimmediatement avant l'annonce de la modification comptable. Les previsions parconsensus IBES sont formuiees chaque mois, ce qui nous rapproche davantage de ladate de l'evenement que les previsions Value Line. Malheureusement, les donneesIBES consistent en previsions des benefices annuels seulement, et bon nombre desentreprises de rechantillon ont procede h des modifications comptables au coursd'autres trimestres.

11 Les resultats transversaux doivent etre interpretes sous reserve des mises en gardehabituelles relatives h I'erreur de mesure.

12 Pour etayer davantage les resultats obtenus, nous repetons l'analyse qui precedeavec une troisi^me variable substitutive relative h I'infomiation prealable quedetiennent les investisseurs: la modification du taux de rendement comptable.Supposons que 77JC{ denote le taux de rendement comptable de l'entreprise i pourl'annee t au cours de laquelle l'entreprise annonce une modification ccmptable etque

IPf = TRCi _i -TRC{ _2 et IP* = TRC\ - TRC\ . j

L'equation (3) est calculee de nouveau h l'aide des teimes BI\ et IPf ou IP* telsqu'ils ont ete definis d-dessus. Les resultats sont trfes semblables i ceux obtenuspour les classements A et B, & partir de /pi et iP^. On constate une assodation plusmarquee entre le paramfitre des rendements anormaux A et /P?, avec un ratio t de- 3,123 qu'avec une statistique f de -1,644. IPf A6cnt la periode au cours de laquellele taux de rendement comptable moyen des entreprises de rechantillon commence hdediner.

13 La con-elation est de - 0,024 entre /p l et BP- et de 0,160 entre /p l et Bfi. Aucun deces coeffidents de correlation n'est significatif. En outre, notre formulation


empirique fait en sorte que IP et B/ne sont pas en correlation avec les variablesutilisês pour mesurer X dans le module (2). Nous utilisons une periode post^rieureh. l'annonce pour estimer \ , et les variables d^pendantes BI et IP sont mesurês aucours de la p^riode ant^rieure h. l'annonce.

14 Comme dans la sous-section pr^c^dente, les resultats obtenus d l'aide de Bn et Bfidans toutes les analyses transversales sont semblables et ne pr6sentent pas dedifferences significatives. Par consequent, par soud d'^conomie, nous ferons etatdes resultats pour BI^ seulement dans cette sous-section.

15 Nous procedons en outre k une analyse transversale k partir des deux modulessuivants:

• z = "Co + Ii^h + iiI^CTi + «,.

- i = -Yo + 1\Bh + -ii^Pi + -iÎNCTi + ui

oil INCTf est l'incidence totale de la modification comptable sur les benefices,definie de la fagon suivante:INCTj = incidence cumulative de la modification sur le benefice par action del'entreprise / -;- cours de l'action de l'entreprise i.Les estimations du coefficient de INCT^ pour les deux modMes ne sont significativesni pour l'ensemble de l'echantillon ni pour l'un ou l'autre des sous-echantillons dansl'une quelconque des subdivisions.

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