1 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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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
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.
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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.
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.
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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.
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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)
*,** 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)
*,** 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.
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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.
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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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