Cahier de Recherche

Ont contribu

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ONT CONTRIBU LA RDACTION DE CE NUMRONumro 01 - Hiver 2008

Ezzeddine ABAOUB - Professeur la FSEG de Tunis Anis BEN AMAR - Assistant lESC de Sfax Karim BICHA - Assistant lISG de Sousse Rochdi FEKI - Matre de confrence lESC de Sfax Walid KHOUFI - Matre assistant lESC de Sfax Zouhour LAHMAR - Chercheur associe CGA Centre de recherche en comptabilit - Universit dOttawa

Salma MEFTEH - Laboratoire CREDO, ESSCA Business School Angers France - Chercheur associe CEREG - Universit Paris-Dauphine Lobna SIALA - Assistante lESC de Sfax - Membre de lUnit de Recherche GOUVERNANCE Mohamed TRIKI - Professeur lESC de Sfax - Directeur de lUnit de Recherche GOUVERNANCE Daniel ZEGHAL - Professeur titulaire, Ecole de gestion - Universit dOttawa

RECHERCHES EN COMPTABILITE ET FINANCE N 1 - HIVER 2008

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Recherches en comptabilit et finance


Les transferts de richesse des parties prenantes

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GESTION DU RESULTATPAR EZZEDDINE ABAOUB & ANIS BEN AMAR

de richesse des parties prenantes versles actionnaires dans le cadre de la

Les transferts

gestion du rsultatLtude porte sur la gestion du rsultat afin de transfrer la richesse de certaines parties prenantes vers les actionnaires. Le recours des donnes en coupes transversales et de panel permet de vrifier sur un chantillon dentreprises tunisiennes que les dirigeants soucieux de maximiser la richesse des actionnaires tentent de alser quelques partenaires lentreprise par voie de manipulation comptable. Mots cls : Gestion du rsultat Parties prenantes - Transfert de richesse - Contrats implicites.

1. Contexte et pertinence de la rechercheAvec les affaires de Enron, Worldcom, survenues rcemment aux Etats-Unis (Jiraporn et al., 2006), les questions relatives la gestion des donnes comptables et la transparence de linformation comptable ont retenu lattention des chercheurs et des praticiens en comptabilit. Lexamen des textes comptables fait apparatre un ensemble de techniques, doptions et despaces de libert laisss lapprciation discrtionnaire des dirigeants (Healy et Wahlen, 1999 ; Dechow et Skinner, 2000 ; DSouza, Jacob et Ramesh, 2001 ;). Dans le souci de maximiser son bien-tre (Jensen et Meckling, 1976), le dirigeant se livre une gestion des donnes comptables (1) (Breton et Stolowy, 2004) que la littrature a qualifi de plusieurs manires : gestion des rsultats (earnings management), lissage des rsultats (income smoothing), nettoyage des comptes (big bath accounting), habillage des comptes (window dressing) et comptabilit crative (creative accounting). Dans le cadre de cette recherche, nous avons choisi dtudier un seul aspect de la gestion des donnes comptables : la gestion(1) Lexamen des travaux qui ont t faits durant ces dernires annes, rvle une autre appellation de la gestion des donnes comptables. A titre indicatif, Copeland (1968), Breaton et Stolowy (2000) utilisent le concept de manipulations comptables .


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du rsultat. En effet, ces dernires annes, elle constitue la proccupation majeure des chercheurs et des praticiens en comptabilit (Brown et Caylor, 2003 ; Xie et al., 2003 et Degeorge, Ding, Jeanjean et Stolowy, 2005). La gestion du rsultat, dans la mesure o elle ne constitue pas une fraude, se pratique dans le respect des principes comptables gnralement admis (Dechow et Skinner, 2000 et Bradbury, Mak et Tan, 2006). Nanmoins, la situation financire ne reflte plus dune manire fidle la situation relle de lentreprise. Dechow, Sloan et Sweeney (1996) ont considr la gestion du rsultat comme ltape prliminaire la violation des principes comptables gnralement admis. Par ailleurs, Brown (1999) conclut que la diffrence entre la gestion du rsultat et la fraude comptable tient peu de choses. La possibilit dagir sur les rsultats a conduit en 1978 deux chercheurs de lcole de Rochester, (Watts et Zimmerman, 1978), exposer leur article intitul Towards a positive theory of the determination of accounting standards, notons que les premires tudes de ce type sappuyant sur une dmarche scientifique remontent celles de Ball et Brown en 1968 sur les ractions du march la publication des rsultats comptables. La thorie positive de la comptabilit constitue ainsi le point de dpart de nombreuses tudes visant identifier les motivations des choix comptables. Depuis lors, les articles se rapportant la thorie positive de la comptabilit ont presque domin les revues comptables les plus influentes aux Etats-Unis (Xiaopeng et Xuejie, 2002). Il apparat que les hypothses formules dans le cadre de la thorie positive ne se rvlent importantes quau niveau des grandes socits

par actions amricaines (Breton et Schatt, 2003) caractrises par une sparation des fonctions de proprit et de dcision (Berle et Means, 1932). Les hypothses avances par lcole de Rochester ont t testes et partiellement valides aux Etats-Unis. Toutefois, leur universalit est mise en doute (JeanJean, 2001). Sans remettre en cause les motivations dictes dans le cadre de la thorie positive, nous pouvons noter que dautres raisons peuvent expliquer le recours la gestion du rsultat dans dautres contextes institutionnels notamment en Tunisie. Dans ces contextes o les entreprises disposent gnralement dun actionnaire de contrle, la volont de transfrer de la richesse de certaines parties prenantes (administration fiscale, banques, salaris, clients,) vers ces actionnaires est relle. En fait, les nouvelles recherches avancent lide que les dirigeants soient galement tents dutiliser la discrtion managriale pour modifier la perception de la situation financire de lentreprise que se sont forges les autres parties prenantes lentreprise (Healy et Wahlen, 1999 ; Degeorge, Patel et Zeckhauser, 1999 ; Breton et Schatt, 2003 et Breton et Stolowy, 2004). Notre interrogation ce sujet est la suivante : quels sont les dterminants conomiques qui expliquent les transferts de richesse des parties prenantes vers les actionnaires dans le cadre de la gestion du rsultat ? Dans ce sens, peu de recherches ont considr que la gestion des donnes comptables permet de modifier la perception des diverses parties prenantes de la rputation de lentreprise, cest-dire la capacit de lentreprise respecter les contrats implicites et explicites et en particulier les contrats implicites (Bowen, DuCharme et



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Shores, 1995 et 2000, Bowen, Rajgopal et Venkatachalam, 2007). Etant donn que les principes comptables gnralement admis permettent la drive substantielle de la politique comptable, lobjectif de cet article est dexaminer les motifs conomiques qui expliquent les transferts de richesse des parties prenantes vers les actionnaires dans le cadre de la gestion du rsultat. En effet, les organismes de rglementation ont intrt comprendre ces motifs conomiques pour dterminer comment la flexibilit permise dans le rapport financier est utilise par les dirigeants (Bowen et al., 2000). Le reste de cet article est organis comme suit : Dans la deuxime section, nous exposerons notre cadre thorique. La troisime section exposera la mthodologie adopte. La quatrime section prsentera nos rsultats empiriques. La cinquime section synthtisera nos principaux constats empiriques. La sixime section conclut.Partenaires sociaux

2. Cadre thorique et hypothses de la rechercheComme nous lavons not prcdemment, un objectif important de notre recherche est de tester les modles mettant en relation la gestion du rsultat et les motifs conomiques qui peuvent expliquer les transferts de richesse des parties prenantes vers les actionnaires. Bowen et al. (2000) ont dvelopp une taxonomie complte (voir figure 1) des motifs conomiques qui sont la base da la gestion des donnes comptables en ralisant une synthse da la littrature ds lapparition de larticle de Watts et Zimmerman (1978). Compatible avec la perspective de linformation du rapport financier adopt par le FASB, Bowen, DuCharme et Shores (2000) ont construit leur taxonomie sur la base des partenaires sociaux qui utilisent les informations comptables des socits. Figure 1 : Influence de lenvironnement conomique sur les choix comptables des managers (daprs Bowen, DuCharme et Shores, 2000)Bailleurs de fondsp q

Clientsp q

Fournisseursp q

Salarisp q

Organismes de rglementationp q

Les managers emploient la politique de la comptabilit financire de la socit pour influencer : Les contrats explicites (par exemple, contrats de dettes). La rputation pour laccomplissement de contrats implicites (par exemple, disponibilit continue des pices de rechange et services). La visibilit politique (par exemple, pour viter les interventions de lEtat). Les paiements des taxes (par exemple, en choisissant LIFO, on rduit au minimum le montant de limpt payer).p q p q p q

Dcisions des managers

Utilisations

Les dcisions comptables des managers sont influences par des : Motivations alignes aux intrts des actionnaires. Motivations spcifiques aux intrts du manager. Contraintes.


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Comme le montre la figure 1, la taxonomie est base sur cinq catgories de parties prenantes qui sont probablement les utilisateurs importants des informations comptables des socits. Pour ces auteurs, dans chaque catgorie, les utilisations diverses des informations comptables des socits peuvent influencer les choix comptables. Par exemple, le dirigeant peut se livrer une gestion des donnes comptables pour influencer les rsultats des contrats comptant explicitement sur des informations comptables, la perception de la rputation de lentreprise quont les parties prenantes cest--dire la capacit de lentreprise respecter les contrats implicites et enfin les dcisions des parties prenantes. Pour notre prsente recherche, le choix de lensemble de nos variables est consacr essentiellement aux travaux de Bowen et al., (1995 et 2000), Bowen et al., (2007) et Raman et Shahrur, (2006). Ainsi, dans ce qui suit, nous prsentons les motivations qui expliquent le transfert de richesse des parties prenantes vers les actionnaires dans le cadre de la gestion du rsultat.

les termes de ngociations. Bull (1987) et Baker, Gibbons et Murphy (1997) suggrent que la seule force qui peut empcher cette infraction est la rputation. En dautres termes, les termes de ngociations quune socit est capable de ngocier avec ses partenaires dpendent de la rputation de la socit daccomplir ses engagements. Bowen et al. (1995) notent que les dirigeants peuvent utiliser les rapports financiers des firmes pour influencer les valuations des partenaires sociaux de cette rputation. Ils prvoient quune gestion de rsultat la hausse est positivement associe la mesure laquelle les firmes dpendent des contrats implicites avec ses partenaires sociaux. Comme Bowen et al. (2000), nous faisons-y rfrence comme lhypothse de rputation. Ainsi, par voie dune gestion de rsultat la hausse, les entreprises peuvent transfrer de la richesse des partenaires commerciaux notamment les clients vers les actionnaires (Becker et al., 1998 et Breton et Schatt, 2003). Cornell et Shapiro (1987) et Maksimovic et Titman (1991) soutiennent que limage financire dune socit est approprie lvaluation des parties prenantes de sa rputation. En effet, une situation florissante des entreprises est un signe de respect des contrats implicites (par exemple, ceux prvoyant des garanties des produits vendus) quils concluent avec leurs clients. Larticle de Raman et Shahrur (2006) a examin aussi la relation entre les dcisions dinvestissement des clients dans les firmes et la gestion du rsultat mesure par les ajustements comptables discrtionnaires. Leur tude porte sur 13 972 firmes tudies pour la priode allant de 1984 2003 soit 103 846

2.1. Les clients :La littrature qui considre les clients parmi les utilisateurs de linformation comptable est limite la considration de droits implicites entre les socits et leurs clients (Bowen et al., 2000). Bowen et al. (1995) affirment que les contrats implicites entre une firme et les parties prenantes nont aucune position lgale pour mettre en application les termes de ngociations. Ils ajoutent quune crance implicite peut tre contrevenue par lun des parties du contrat changeant unilatralement



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firmes - annes. La principale conclusion est que des niveaux importants dinvestissements incitent les dirigeants se livrer une gestion du rsultat la hausse. De faon gnrale, les rsultats suggrent que la gestion du rsultat permet de modifier la perception des clients de la rputation de lentreprise. Bowen et al. (1995 et 2000) dfinissent la production dun bien durable comme un dterminant de la relation implicite entre clients et firmes parce que la dure de vie du produit et lhorizon des droits implicites sont relativement longs. John (1993) et Titman et Wessels (1988) identifient lunicit du produit comme un autre dterminant de la relation implicite entre clients et firmes. Ces auteurs soutiennent quil est difficile pour les clients de trouver les entreprises qui assurent les entretiens et les rparations ncessaires pour des produits relativement uniques et que les salaris des socits qui fabriquent de tels produits sont munis de qualifications et de comptences spcifiques au travail. Do, les deux hypothses suivantes : H1a : Il existe une relation positive entre la production dun bien durable par lentreprise et la gestion du rsultat. H1b : Il existe une relation positive entre la fabrication de produits uniques par lentreprise et la gestion du rsultat.

opportun et la demande continue en produits et services. Lhypothse de rputation prvoit quune gestion du rsultat la hausse est positivement associe la mesure laquelle les firmes dpendent des contrats implicites avec les fournisseurs. Ainsi, par voie dune gestion des donnes comptables la hausse, les entreprises peuvent transfrer de la richesse des partenaires commerciaux notamment les fournisseurs vers les actionnaires (Becker et al., 1998 et Breton et Schatt, 2003). Bien que les socits ralisent souvent leurs transactions avec diffrentes catgories de fournisseurs, les fournisseurs dexploitation sont probablement des partenaires importants pour beaucoup de socits (Bowen et al., 1995). En effet, cette catgorie de fournisseurs permet aux entreprises dtablir des droits implicites pour satisfaire sa demande en matires premires qui est indispensable sa fonction de production. Au niveau empirique, la recherche de Bowen et al. (1995) dfinit le cot des biens vendus comme un dterminant de la relation implicite entre fournisseurs et firmes. Les rsultats pour cette variable sont peu concluants et confirment partiellement lhypothse de rputation. En effet, leur tude fonde sur des analyses de rgressions, montre que les dirigeants choisissent dutiliser une mthode damortissement ayant un effet positif sur le rsultat. Toutefois, ce nest pas le cas pour la mthode de valorisation de stocks et la combinaison des deux choix. En gnral, Bowen et al. (1995) concluent que le cot des biens vendus incite une gestion de rsultat la hausse. Raman et Shahrur (2006) ont examin la relation entre les dcisions dinvestissement

2.2. Les fournisseurs :Semblables aux clients, la littrature qui considre les fournisseurs parmi les utilisateurs de linformation comptable se concentre sur des droits implicites entre les socits et leurs fournisseurs (Bowen et al., 2000). Ces droits implicites touchent gnralement le paiement


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des fournisseurs dans les firmes et la gestion du rsultat mesure par les ajustements comptables discrtionnaires. Leur tude porte sur 13 972 firmes tudies pour la priode allant de 1984 2003 soit 103 846 firmes - annes. La principale conclusion est que des niveaux importants dinvestissements incitent les dirigeants se livrer une gestion du rsultat la hausse. De faon gnrale, les rsultats suggrent que la gestion du rsultat permet de modifier la perception des fournisseurs de la rputation de lentreprise. Bowen et al. (2000) identifient le niveau de stock comme un autre dterminant de la relation implicite entre fournisseurs et firmes. Les rsultats des analyses univaries et multivaries confirment lhypothse de rputation. En effet, le niveau de stock est associ positivement avec les choix de mthodes comptables qui augmentent le rsultat. Il en vient lhypothse : H2 : Il existe une relation positive entre le niveau de stock de la firme et la gestion du rsultat

rsultat la hausse pour renforcer la relation de travail et amliorer lhorizon des salaris dans la firme. Les rsultats de ltude de Bowen et al. (1995) propos des contrats implicites entre firmes et salaris montrent que les entreprises forte intensit de travail oprent des choix comptables ayant un impact positif sur le rsultat. Ltude de Bowen et al. (2000) confirme son tour lhypothse de lexistence dune relation positive entre lintensit du travail et les choix comptables de lentreprise. John (1993) et Titman et Wessels (1988) dfinissent lunicit du produit comme un autre dterminant de la relation implicite entre salaris et firmes. En effet, les salaris des socits qui produisent des produits uniques sont munis de qualifications et de comptences spcifiques au travail. Ltude de Bowen et al. (2000) a vrifi empiriquement lexistence de relation positive entre la fabrication de produits uniques et les choix comptables de lentreprise. Les rsultats confirment parfaitement cette hypothse. Ainsi, nous formulons les deux hypothses suivantes : H3a : Il existe une relation positive entre lintensit de travail et la gestion du rsultat. H3b : Il existe une relation positive entre la fabrication de produits uniques par lentreprise et la gestion du rsultat. Les salaires et les avantages sociaux accords aux salaris constituent des lments importants et significatifs des charges de lentreprise. Dans le souci dune meilleure rentabilit de lentreprise et dun risque conomique plus faible, les dirigeants ont intrt limiter les

2.3. Les salaris :Plusieurs tudes rapprochent lutilisation des salaris des informations comptables des socits aux contrats implicites (Bowen et al., 2000). Bowen et al. (1995) soutiennent que la mesure laquelle les socits dpendent des contrats implicites avec leurs salaris (par exemple, conditions de travail, scurit demploi) varie probablement avec leurs niveaux dintensit du travail. En effet, une firme avec une forte intensit de travail dpend des contrats implicites avec les salaris plus quune firme faible intensit de travail. Dans ce cas, les dirigeants ont intrt grer le



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accroissements de ces charges (Breton et Schatt, 2003). Ainsi, les dirigeants sengagent grer les bnfices la baisse afin dviter des ngociations difficiles avec les salaris ou les syndicats (Liberty et Zimmerman, 1986 ; Waterhouse, Gibbins et Richardson (1993) ; Bowen et al., (2000) ; DSouza et al., 2001 et Breton et Schatt, (2003)). Peu de recherches qui ont vrifi lhypothse de manipulation comptable pralable des ngociations salariales (Breton et Schatt, 2003). Ainsi, nous avons dgag seulement quelques travaux qui ont t consacrs cette question de recherche. Liberty et Zimmerman (1986) ont examin des entreprises amricaines syndiques. Leurs rsultats contredisent cette hypothse lie au cot salarial. Selon ces auteurs, plusieurs raisons expliquent la non conformit aux prdictions thoriques. Dabord, pralablement et pendant la priode de ngociation, les dirigeants nont pas intrt grer le rsultat la baisse. En effet, ltude montre que les firmes syndiques souffrent de difficults financires. Ensuite, les chercheurs notent que les managers ne sengagent grer le rsultat que si les syndicats sont incapables de dtecter les ajustements comptables discrtionnaires (en anglais : accruals). Enfin, les mthodes et les tests statistiques utiliss sont incapables de dtecter parfaitement les ajustements comptables discrtionnaires des dirigeants. Dans la mme orientation, DSouza et al., (2001) ont tudi les dterminants des choix discrtionnaires en adoptant les Statement of Financial Accounting Standards (SFAS N106). Ils examinent lhypothse de manipulation comptable pralable des

ngociations salariales. Les auteurs ont men leurs investigations sur un chantillon de 436 firmes amricaines. Les rsultats de ltude ont rvl que si les entreprises ont lintention dutiliser les SFAS N 106 pour renforcer leurs positions de ngociations et rduire les conflits avec les salaris concernant les avantages aprs retraite, ils sont plus susceptibles dopter pour la mthode didentification immdiate (immediate recognition method). Conformment ce rsultat, les auteurs trouvent que les dirigeants dentreprises syndiques ont plus dintention de grer leurs rsultats la baisse afin de rduire le cot salarial. Leurs rsultats fournissent lappui pour les prdictions rapprochant les motivations des dirigeants pour influencer les ngociations des contrats de syndicats. Il en vient lhypothse suivante : H3c : Il existe une relation ngative entre lexistence de salaris syndiqus dans une firme et la gestion du rsultat.

2.4. Les bailleurs de fonds :La littrature sur lutilisation dinformations comptables par les bailleurs de fonds (les cranciers court terme, les cranciers long terme) se concentre essentiellement sur les contrats implicites et explicites (Bowen et al., 2000).

2.4.1. Les cranciers court terme :Les droits implicites qui naissent entre firmes et cranciers court terme touchent gnralement le paiement opportun, le montant de lemprunt futur et la dure de la relation mutuellement avantageuse (Bowen et al., 1995). Au niveau empirique, la recherche de Bowen et al. (1995) dfinit le total des effets payer comme un dterminant de la relation implicite


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entre cranciers court terme et firmes. Les rsultats pour cette variable sont peu concluants et confirment partiellement lhypothse de rputation qui prvoit une relation positive entre le total des effets payer et une gestion de rsultat la hausse. En 2000, les rsultats obtenus de leur tude propos de la mme variable confirment parfaitement lhypothse de rputation. Do, lhypothse suivante : H4a : Il existe une relation positive entre le total des effets payer et la gestion du rsultat.

Pour viter ces cots, les dirigeants optent pour les choix comptables qui augmentent le rsultat. Les chercheurs dans ce domaine ont fait recours des variables de substitution contrats dendettement. Selon Duke et Hunt (1990, p. 47), la mesure approximative la plus utilise est le ratio dendettement. Dans le contexte tunisien, lutilisation des clauses restrictives nest pas rpandue. Dans ce cas, lhypothse de la dette ne peut donc pas tre reprise telle quelle. Il est noter que les banques constituent des utilisateurs importants de linformation comptable. En effet, de nombreux ratios comptables sont utiliss dans les tudes pratiques par les banques avant le renouvellement des lignes de crdit et ce pour sassurer que les entreprises en question ne sont pas excessivement endettes. Breton et Schatt (2003) notent que le financement obligataire reste peu important dans les entreprises, comparativement au financement par dettes bancaires. Ainsi, les entreprises ont intrt de grer le rsultat la hausse en vue dobtenir des meilleures conditions lors dune opration de financement bancaire. En plus, Darrough et al. (1998) avancent que, semblable lhypothse de contrat de dettes, les managers des socits qui ont besoin de financements externes ont tendance grer leurs rsultats la hausse pour prsenter une meilleure image de la socit. Ainsi, nous formulons lhypothse suivante : H4b : Plus les entreprises ont besoin de financements externes, plus elles ont tendance grer leurs rsultats la hausse.

2.4.2. Les cranciers long terme :La littrature qui met en relation les choix comptables et les dettes long terme se concentre gnralement sur lexistence de contrats explicites qui reposent sur lutilisation des chiffres comptables (Bowen et al., 2000). Les contrats de dettes visent protger les cranciers contre les dcisions dinvestissement et de financement de leurs fonds prises par les dirigeants. En effet, ces contrats peuvent tre assortis de clauses restrictives sous forme de certains ratios base de chiffres comptables (Beatty et Weber, 2003). Parmi ces clauses, Smith et Warner (1979) distinguent plusieurs catgories : Des clauses relatives la politique

dinvestissement. Des clauses qui limitent la distribution

des dividendes. Des clauses qui restreignent les choix

de financement. Le non respect de ces clauses restrictives entrane des cots de rengociation trs levs.



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2.5. Lensemble des parties prenantes lentreprise :La littrature antrieure identifie les dpenses publicitaires comme une forme dinvestissement spcifique qui peut tre employe par les socits pour construire et protger leurs rputations. Une telle rputation permet aux entreprises daccomplir des contrats implicites avec lensemble des parties prenantes. Tandis que beaucoup de ladite littrature se concentre sur des contrats implicites avec des clients lis la qualit de produit (par exemple, Nelson (1974) ; Klein et Leffler (1981) ; Milgrom et Roberts (1986) ; Kirmani et Wright (1989)), Garbett (1982) soutient que la publicit est dirige vers les circonscriptions lectorales multiples de la socit, y compris les clients, les salaris actuels et potentiels, les investisseurs et le public. Sur le plan empirique, les travaux de Bowen et al. (1995 et 2000) et de Raman et Shahrur (2006) dfinissent le niveau de dpenses de publicit comme un dterminant de la relation implicite entre lensemble des parties prenantes et firmes. Les rsultats obtenus par ces auteurs confirment lhypothse de rputation qui prvoit une relation positive entre le niveau de dpenses de publicit et une gestion de rsultat la hausse. Ils soutiennent, donc, que des contrats implicites entre firmes et lensemble des parties prenantes incitent les dirigeants une gestion de rsultat la hausse. Do, lhypothse suivante : H5 : Il existe une relation positive entre le niveau de dpenses de publicit et la gestion du rsultat.

dirigeants sont incits grer le rsultat la baisse, nous soulignerons comment les dirigeants peuvent transfrer la richesse de ladministration fiscale vers les actionnaires.2.6.1. La visibilit politique :

La majorit de la littrature empirique qui examine la liaison entre les organismes de rglementation et les choix comptables se concentre sur la visibilit politique des socits. Ces tudes supposent implicitement que les organismes de rglementation utilisent les chiffres comptables des socits pour slectionner les entreprises qui prsentent des profits anormalement levs (Bowen et al., 2000, Bowen et al., 2007). Cette motivation vise limiter le transfert de richesse des actionnaires vers lEtat. Ainsi, les dirigeants ont intrt rduire le bnfice pour schapper des interventions de lEtat. En effet, un bnfice lev est une marque de faiblesse de la concurrence dans le secteur auquel la firme appartient (Breton et Schatt, 2003). Les chercheurs de la thorie positive ont reli la visibilit politique la taille de lentreprise. Selon Watts et Zimmerman (1986), Toutes choses tant gales par ailleurs, plus une firme est grande plus elle aura tendance choisir des mthodes comptables qui diffrent la scrtion du rsultat vers les priodes futures (Cit par JeanJean, 2001). Zmijewski et Hagerman (1981) ont ralis une tude empirique portant sur lhypothse avance par Watts et Zimmerman (1986) et ont conclut que les grandes entreprises amricaines choisissent la mthode comptable qui permet de rduire les bnfices (la mthode damortissement acclr au lieu de la mthode damortissement linaire).

2.6. Les organismes de rglementation :Aprs avoir expos le premier facteur, qui permet dexpliquer notamment pourquoi les


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Dans le mme contexte, Morse et Richardson (1983) ont aboutit une forte association entre la taille de la firme et le choix de la mthode de valorisation des stocks qui contribue rduire le rsultat comptable. Il est noter que quelques recherches plus rcentes se sont intresses ltude de limpact des cots politiques sur la gestion du rsultat dans des contextes particuliers. Ltude de Jones (1991), qui porte sur des firmes appartenant des secteurs ouverts limportation, a montr que les dirigeants ont intrt grer leurs rsultats la baisse en vue de limiter la concurrence trangre. En effet, la commission amricaine de rglementation du commerce fonde ses dcisions en matire de tarifs limportation et de quotas notamment sur la rentabilit du secteur dactivit. Plus rcemment, Hang et Wang (1998) ont montr que les entreprises ptrolires utilisent des ajustements comptables discrtionnaires afin de rduire laccroissement du bnfice dans un but de minimiser leur exposition la rglementation. Patten et Trompeter (2001) ont aboutit des rsultats confirmant lhypothse des cots politiques. Ces auteurs ont constat que les dirigeants des entreprises chimiques amricaines durant lanne 1984 utilisent des ajustements comptables discrtionnaires ngatifs dans le but de rduire leurs rsultats publis. En effet, ces dirigeants tentent de rduire le rsultat afin dchapper aux interventions de lEtat. Bowen et al. (2000) testent la possibilit que la taille de la firme influence la gestion du rsultat la baisse et leurs contestations confirment parfaitement leur hypothse. Do lhypothse suivante :

H6a : Il existe une relation ngative entre la taille de la firme et la gestion du rsultat.2.6.2. Rduction du montant de limpt :

Les impts sur le rsultat reprsentent un contrat avec le gouvernement qui compte explicitement sur des informations comptables (Bowen et al., 2000). Dans un objectif de minimiser les transferts de richesses des actionnaires vers lEtat, les gestionnaires ont intrt grer le rsultat afin de rduire le montant de limpt pay ladministration fiscale. Scott (1997) et Breton et Schatt (2003) notent que limposition du bnfice peut tre considre comme une motivation importante la gestion du rsultat. Limportance de la motivation fiscale dpend essentiellement du pays auquel on se rfre. Dans les pays comme la France et la Tunisie o la comptabilit et la fiscalit sont troitement lies, les entreprises dont les dirigeants sont les principaux actionnaires ont intrt choisir des mthodes comptables minimisant le montant de limpt. Toutefois, dans les Etats-Unis o les mthodes utilises en comptabilit ne conditionnent pas le rsultat fiscal, les entreprises nont pas intrt grer le rsultat. Ce qui explique le manque de travaux concernant cette motivation fiscale (Breton et Schatt, 2003). Cependant, la mthode de valorisation de stock reprsente une exception la rgle dans ce pays (Scott, 1997). En effet, la lgislation amricaine impose que le rsultat fiscal soit calcul selon la mthode utilise en comptabilit pour les stocks (FIFO ou LIFO,). Quelques travaux empiriques, essentiellement dorigine anglo-saxonne, ont essay de vrifier lhypothse fiscale. La plupart deux se sont concentrs aux choix du mode de valorisationRECHERCHES EN COMPTABILITE ET FINANCE N 1 - HIVER 2008


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des stocks comme moyen de rduire le montant des impts pays ladministration fiscale. Dautres tudes ont examin les pratiques des entreprises multinationales. Zmijewski et Hagerman (1981) ont conclu que les dirigeants ont intrt utiliser la mthode de valorisation des stocks qui permet de rduire ou de diffrer le paiement de limpt. Morse et Richardson (1983) ; Lee et Hsieh (1985) ; Dopuch et Pincus (1988) et Lindhal (1989) (Cit par Scott, 1997) ont affirm que les conomies dimpts expliquent de manire significative le choix de la mthode de valorisation des stocks. Ces travaux montrent des transferts de richesse de lEtat vers les actionnaires en utilisant la mthode LIFO. Plus rcemment, Jennings, Simko et Thompson (1996) ont montr que le choix de la mthode de valorisation des stocks permet aux entreprises de rduire le montant des impts. Collins, Kemsley et Lang (1998) ont examin le changement du revenu fiscal en fonction de la lgislation fiscale en vigueur dans les pays dimposition. Leur recherche avait port sur un chantillon de firmes multinationales amricaines durant une priode allant de 1984 1992. Les auteurs montrent que les multinationales amricaines imposent leurs revenus dans le territoire amricain pour viter des taux dimposition levs dans les pays trangers. En effet, leurs dcouvertes suggrent que ces multinationales transfrent un montant approximatif de 34 40 milliards de revenus aux Etats-Unis pour faire face aux taux fiscaux plus levs ltranger. Dans le contexte tunisien, les dirigeants sont incits grer les rsultats afin de bnficier au maximum des avantages fiscaux et

diminuer au maximum le montant des impts pays ladministration fiscale. Par exemple, les entreprises qui enregistrent des pertes ont tendance se livrer une gestion du rsultat la hausse (Shabou et Boulila, 2002) afin dimputer les dficits dans la limite dun report sur quatre exercices. Il en vient lhypothse suivante : H6b : Les entreprises ayant un report dficitaire sont incites grer leurs rsultats la hausse.

3. Mthodologie de la recherche3.1. Echantillon et donnes de ltude :Dans le cadre de cet article et afin destimer nos modles empiriques, nous avons eu recours en premier lieu des donnes en coupes transversales plutt que des donnes en sries temporelles pour les avantages mthodologiques qui lui sont associs (voir par exemple, Defond et Jambalvo (1994), Subramanyam (1996) et Sevestre (2002)). Dans une deuxime rflexion, la double dimension des donnes de panel qui constitue un avantage dcisif par rapport aux autres types de donnes nous a pouss utiliser ce type de donnes dans la prsente recherche. En effet, cette double dimension permet de rendre compte simultanment de la dynamique des comportements et de leur ventuelle htrognit, ce qui nest pas possible avec les sries temporelles ou les coupes transversales (Sevestre, 2002).3.1.1. Echantillon de ltude en utilisant des donnes en coupes transversales :

Dans ce cadre, nous nous intressons aux socits cotes et non cotes la bourse des valeurs mobilires de Tunis.


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Les donnes relatives aux socits cotes sont collectes partir de leurs tats financiers publis aux bulletins officiels et/ou partir des prospectus dmission de certaines dentre elles disponibles au conseil du march financier de Tunis. Concernant les socits non cotes, nous avons essay de contacter les responsables des cabinets dexpertise comptable (membres des Big et autres). Nous avons russi collecter toutes les informations ncessaires notre recherche empirique aprs avoir reu lautorisation de leur clientle. En ce qui concerne la collecte des donnes, nous avons essay de consulter les donnes ncessaires pour une priode allant de 2002 2003. Les hypothses seront testes pour lanne 2003. Les tats financiers doivent tre disponibles pour les annes 2002 et 2003 afin de pouvoir estimer les ajustements comptables discrtionnaires de lanne 2003. Notre chantillon de dpart se compose de 40 entreprises cotes et 88 non cotes oprant dans plusieurs secteurs dactivits. Les institutions financires et les entreprises appartenant des industries rglementation particulire ont t exclues en raison de la spcificit de leurs rgles comptables (Burgstahler et Dichev, 1997, Brown et Caylor, 2003). Compte tenu des donnes manquantes, nous avons rduit le nombre des socits cotes de 40 entreprises cotes 19 et celui des socits non cotes de 88 entreprises 81. Le tableau 1 prsente une rcapitulation de la dtermination de notre chantillon en utilisant des donnes en coupes transversales.

Tableau 1 : La procdure de la slection de lchantillon finalEchantillon Echantillon de dpart Les banques, les assurances, les socits de leasing et les OPCVM. Les entreprises dont les tats financiers relatifs lanne 2003 ne sont pas disponibles. Echantillon final Total Entreprises cotes 40 21 Entreprises non cotes 88 0

0

7

19 100

81

Le tableau 2 expose une description de lchantillon par secteur dactivit. Tableau 2 : Rpartition par secteur dactivit de lchantillon finalSecteur dactivit * Agriculture, agro-alimentaire * Bois, meubles * Mcanique, mtallique et lectrique * Industrie diverse * Commercial * Tourisme * Services-communication Total Nombre dentreprises 11 10 14 23 20 10 12 100

3.1.2. Echantillon de ltude en utilisant des donnes de panel :

Dans ce cadre, nous nous intressons exclusivement aux socits cotes actuellement la bourse des valeurs mobilires de Tunis. Les socits non cotes ne sont pas intgres cause de la non disponibilit et de linsuffisance des donnes requises pour notre priode dtude. Malgr les avantages de la cotation en Bourse, la Bourse des Valeurs Mobilires de Tunis (BVMT) souffre depuis quelques annes dun manque au niveau du nombre des socits cotes. En effet, actuellement, seulement 46 socits sont cotes la Bourse des Valeurs Mobilires de Tunis. Nous avons exclut les



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banques, les assurances, les institutions financires en gnral et les entreprises qui reprsentent des donnes manquantes pour certaines annes de notre tude. Ainsi, un chantillon de 114 firmes - annes a t constitu pour la priode allant de 1999 2004. En ce qui concerne la collecte des donnes, nous avons essay de consulter les donnes ncessaires partir de 1998. En effet, les tats financiers de lanne 1998 permettent destimer les ajustements comptables discrtionnaires de lanne 1999. Les donnes sont collectes partir des tats financiers publis aux bulletins officiels et/ou partir des prospectus dmission de certaines dentre elles disponibles au conseil du march financier de Tunis. Par ailleurs, pour collecter les donnes manquantes et qui sont ncessaires la prsente tude, nous avons interrog personnellement les responsables de chaque unit dchantillonnage. Le tableau 3 prsente une rcapitulation de la dtermination de notre chantillon en utilisant des donnes de panel.

Tableau 3 : Echantillon final en utilisant des donnes de panelEchantillon Echantillon de dpart Les banques, les assurances, les socits de leasing et les OPCVM. Les entreprises dont les tats financiers pour certaines annes ne sont pas disponibles. Echantillon final Entreprises cotes 46 22 5

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Le tableau 4 expose une description de lchantillon par secteur dactivit. Tableau 4 : Rpartition par secteur dactivit de lchantillon finalSecteur dactivit * Agriculture, agro-alimentaire * Immobilier * Transport * Industrie * Commercial * Tourisme * Communications Total Nombre dentreprises 2 1 2 8 4 1 1 19

3.2. La mesure des variables indpendantes :Le tableau suivant rsume les indicateurs utiliss pour les variables explicatives.

Tableau 5 : Mesures utilises pour les variables explicatives et relations anticipes avec la gestion du rsultatVariable DUR Construit La production dun bien durable Lunicit du produit Le niveau de stock Le niveau de lintensit du travail Lexistence de salaris syndiqus Effets payer Mesure utilise Variable binaire code 1 si lentreprise produit un bien durable, 0 sinon (John, 1993, Bowen et al., 1995 et 2000, Bowen et al., 2007). Rapport des dpenses de recherche et dveloppement sur le total des actifs (John, 1993, Bowen et al., 1995 et 2000). Rapport du cot des stocks sur le total des actifs (Bowen et al., 2000). 1 moins le rapport du montant des immobilisations brutes sur le total des actifs (Bowen et al., 1995 et 2000, Bowen et al., 2007 et Raman et Shahrur, 2006). Variable binaire code 1 si les salaris sont syndiqus, 0 sinon (DSouza et al., 2001). Rapport du total des effets payer sur le total des actifs (Bowen et al., 1995 et 2000). Relation attendue avec la gestion du rsultat +

RD INV LABOR

+ + +

UNION NP

+


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Variable FIN ADV

Construit Besoins de financement externes Le niveau des dpenses de publicit La taille de la firme Le report dficitaire

Mesure utilise Rapport des bnfices non distribus sur le total des actifs (Darrough et al., 1998). Rapport des dpenses de publicit sur le total des actifs (Bowen et al., 1995 et 2000, Bowen et al., 2007 et Raman et Shahrur, 2006). Le logarithme naturel du total du chiffre daffaires (Bowen et al., 2000, Bowen et al., 2007). Variable binaire code 1 si lentreprise a enregistr une perte durant lexercice antrieur, 0 sinon (Bowen et al., 1981 ; Shabou et Boulila, 2002).

Relation attendue avec la gestion du rsultat +

SALES TAX

+

3.3. Prsentation des rgressions multivaries :En suivant la mthodologie de Bowen et al., (2000) sur un chantillon dentreprises tunisiennes afin de vrifier les hypothses de notre recherche, nous essayons dans un premier temps davancer les 5 rgressions suivantes qui mettent en relation les facteurs conomiques qui peuvent expliquer le transfert de richesse des partenaires sociaux lentreprise vers les actionnaires et la gestion du rsultat (1) pour chaque groupe de parties prenantes.Clients : ADi (t) = 0 + 1 DUR i (t) + 2 RD i (t) + 3 ADV i (t) + i (t) Fournisseurs : AD i (t) = 0 + 1 INV i (t) + 2 ADV i (t) + i (t) Salaris : AD i (t) = 0 + 1 LABOR i (t) + 2 RD i (t) + 3 UNION (2)i (t)

Dans une deuxime rflexion, nous introduisons lensemble des variables de ltude dans une seule rgression qui se prsente comme suit :AD i (t) = 0 + 1 DUR i (t) + 2 RD i (t) + 3 INV i (t) + 4 LABOR i (t) + 5 UNION i (t) + 6 NP i (t) + 7 FIN i (t) + 8 ADV i (t) + 9 SALES i (t) + 10 TAX i (t) + i (t) (6)

Avec :AD : Ajustements comptables discrtionnaires. DUR : Variable binaire code 1 si lentreprise produit un bien durable, 0 sinon. RD : Rapport des dpenses de recherche et dveloppement sur le total des actifs. INV : Rapport du cot des stocks sur le total des actifs. LABOR : 1 moins le rapport du montant des immobilisations brutes sur le total des actifs. UNION : Variable binaire code 1 si les salaris sont syndiqus, 0 sinon. NP : Rapport du total des effets payer sur le total des actifs. FIN : Rapport des bnfices non distribus sur le total des actifs. ADV : Rapport des dpenses de publicit sur le total des actifs. SALES : Le logarithme naturel du total du chiffre daffaires. TAX : Variable binaire code 1 si lentreprise a enregistr une

(1)

(2)

+ 4 ADV i (t) + i (t)

(3)

Bailleurs de fonds : AD i (t) = y0 + y1 NP i (t) + y2 FIN i (t) + y3 ADVi + i (t) Rgulateurs : + x4 ADVi + i (t) AD i (t) = x0 + x1 SALES i (t) + x2 TAX i (t) (5) (4)

perte durant lexercice antrieur, 0 sinon.

(1) Mesure par les ajustements comptables discrtionnaires en utilisant le modle de Jones modifi (1995) (voir tableau 12). (2) Cette variable ne sera pas introduite dans lanalyse lorsque nous utilisons des donnes de panel pour vrifier les hypothses de la recherche. En effet, dans notre analyse, nous nous sommes focaliss sur des socits (cotes la bourse des valeurs mobilires de Tunis) contrles par des syndicats. Dans de telle situation, cette variable prend la valeur de 1 et son exclusion de la rgression est justifie.



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4. Rsultats empiriques en utilisant des donnes de panel (1) : 4.1. Multicolinarit des variables indpendantes :Afin de vrifier que les variables indpendantes ne sont pas ou peu corrles entre elles, nous examinons quelques critres de colinarit. Le test VIF (Variance Inflation Factors), les coefficients de corrlation de Pearson et les valeurs de la tolrance, nous indiquent que la corrlation entre les variables est acceptable. En effet, les facteurs dinflation de la variance (VIF) ont tous une valeur infrieure 10, les valeurs de la tolrance excdent tous 0,25 et tous les coefficients de corrlation de Pearson ne dpassent pas 0,8. Tableau 6 : Statistiques de colinarit : Valeurs de la tolrance et VIFStatistiques de colinarit Tolrance DUR RD INV LABOR NP FIN ADV SALES TAX 0,967 0,962 0,733 0,696 0,753 0,769 0,877 0,804 0,651 VIF 1,034 1,039 1,364 1,436 1,329 1,301 1,141 1,244 1,536

4.2. Test de spcification :A prsent, il est ncessaire de distinguer entre leffet spcifique et leffet commun. Le test dhomognit des constantes qui permet daccepter ou de rejeter lhypothse dgalit des i rpond parfaitement ce sujet. Ainsi, deux cas qui se prsentent : lestimation se fait par MCO lorsque la probabilit dacceptation de lhypothse nulle dgalit des constantes i est suprieure 5% et on parle dun effet commun. lexistence dun effet spcifique lorsque la probabilit dacceptation de lhypothse nulle dgalit des constantes i est infrieure 5% et nous passons ltude des effets individuels. Dans ce qui suit, nous prsentons les tests de spcification relatifs aux modles introduits dans notre analyse empirique. Tableau 8 : Test de spcification : Modle de Jones modifi (1995)Valeurs de la statistique de Fisher Type deffet

Sig

Conclusion Rejeter lhypothse nulle dgalit des constantes ADV -0,027 0,067 0,009 0,049 -0,027 0,177 1,000 0,223 -0,174 SALES -0,017 0,001 0,055 0,095 0,338 -0,076 0,223 1,000 -0,013

Tableau 7 : Coefficients de corrlation de Pearson entre les variables indpendantesDUR DUR RD INV LABOR NP FIN ADV SALES TAX 1,000 -0,022 0,045 0,130 0,084 -0,074 -0,027 -0,017 -0,067 RD -0,022 1,000 -0,034 -0,032 -0,077 -0,069 0,067 0,001 0,157 INV 0,045 -0,034 1,000 0,405 0,312 -0,011 0,009 0,055 -0,287 LABOR 0,130 -0,032 0,405 1,000 0,062 -0,121 0,049 0,095 -0,351

3,674

0,000

Effet spcifique

NP 0,084 -0,077 0,312 0,062 1,000 -0,038 -0,027 0,338 -0,161

FIN -0,074 -0,069 -0,011 -0,121 -0,038 1,000 0,177 -0,076 -0,364

TAX -0,067 0,157 -0,287 -0,351 -0,161 -0,364 -0,174 -0,013 1,000

(1) Nous concentrons notre discussion sur les rsultats dgags en faisant recours des donnes de panel. Les rsultats de notre analyse empirique dgags en optant lapproche transversale sont prsents en annexes afin de mieux apprcier les diffrences.


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Avec : Sig : Probabilit dacceptation de lhypothse nulle dgalit des constantes. Tableau 9 : Test de spcification : rgressions de lanalyse empiriqueTests Reg 1 Reg 2 Reg 3 Reg 4 Reg 5 Reg 6 Valeurs de la statistique de Fisher 0,931 2,224 0,271 0,209 0,235 16,928 Sig 0,544 0,999 0,998 0,999 0,999 0,000

lestimation se fait par lestimateur

MCG lorsque la probabilit dacceptation de lhypothse nulle, qui prvoit que lestimateur MCG est meilleur que lestimateur Within, est suprieure 5%.

Conclusion Accepter lhypothse nulle dgalit des constantes Accepter lhypothse nulle dgalit des constantes Accepter lhypothse nulle dgalit des constantes Accepter lhypothse nulle dgalit des constantes Accepter lhypothse nulle dgalit des constantes Rejeter lhypothse nulle dgalit des constantes

Type deffet Effet commun Effet commun Effet commun Effet commun Effet commun Effet spcifique

Avec : Sig : Probabilit dacceptation de lhypothse nulle dgalit des constantes. En procdant au test dhomognit des constantes, les P values (Sig) des deux modles (le modle de Jones modifi (1995) et la rgression n 6) sont infrieurs au seuil de 5%, donc pour ce seuil on rejette lhypothse nulle dgalit des constantes. Cela indique quil existe un effet spcifique individuel mesur travers les i. Toutes les autres rgressions seront estimes par la mthode des moindres carrs ordinaire (MCO).

lestimation se fait par lestimateur

Within lorsque la probabilit dacceptation de lhypothse nulle, qui prvoit que lestimateur MCG est meilleur que lestimateur Within, est infrieure 5%. Dans ce qui suit, nous prsentons les tests des effets individuels relatifs au modle de Jones modifi (1995) et la rgression n 6. Tableau 10 : Test des effets individuels : Modle de Jones modifi (1995)Test dHausman Sig Modle de spcification Estimation 3,024 0,220 Modle effets alatoires MCG

4.3. Etude des effets individuels :Le test de spcification nous a permis de conclure quil existe un effet spcifique individuel pour le modle de Jones modifi (1995) et pour la rgression n 6. A prsent, il est important de spcifier les effets individuels. Pour ce faire, Hausman (1978) propose un test qui permet de dcider quelle mthode destimation est prfrer. Il nous permet ainsi de discriminer entre les effets fixes (estimation Within) et alatoires (estimation MCG). Ainsi, deux cas qui se prsentent :

Tableau 11 : Test des effets individuels : Rgression n 6Modle Test dHausman p-value Modle de spcification Estimateur Reg 6 3,063 0,930 Modle effets alatoires MCG

Comme le montrent les rsultats des tableaux 10 et 11, on remarque que les P values dpassent 5 %. On opte donc, pour les modles effets alatoires. A ce stade de la recherche,



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il est important de prsenter les rsultats dgags suite lestimation de nos modles empiriques.

Tableau 13 : Rsultats de lestimation de la rgression 1ADit = 0 + 1 DUR it + 2 RDit + 3 ADVit + it DUR Coef Sig 0,108*** 0,000 RD -0,137 0,797 ADV 0,672** 0,016 R2 0,499 R2 ajust 0,485

4.4. Rsultats de lestimation des paramtres du modle de Jones modifi (1995) :A partir de ce qui prcde, nous estimons le modle de Jones modifi (1995) par lestimateur MCG. Le tableau 12 prsente les rsultats relatifs lestimation des coefficients du modle de Jones modifi (1995). Tableau 12 : Lestimation des paramtres du modle de Jones modifi (1995)

Tableau 14 : Rsultats de lestimation de la rgression 2ADit = 0 + 1 INVit + 2 ADVit + it INV Coef Sig 0,016 0,730 ADV 0,588 0,128 R2 0,021 R2 ajust 0,004

TAit/Ait-1 = i (1/Ait-1) + 1 [( REVit- CREit) /Ait-1] + 2 (PPEit/Ait-1) + eit 1/Ait-1 Coef Sig 0,013 0,642 REVit- CREit -0,018 0,766 PPEit/Ait-1 - 0,056* 0,076 R2 0,443 R2 ajust 0,433

Avec :*

Tableau 15 : Rsultats de lestimation de la rgression 3ADit = 0 + 1 LABORit + 2 RDit + 3 ADVit + itLABOR RD ADV R2 R2 ajust

Coefficient significatif 10%.

TAit : les ajustements comptables totaux de lentreprise i lanne t. At-1 : total actif de lanne prcdente. PPE : les immobilisations brutes hors immobilisations financires. (REV CRE) : la diffrence entre la variation du chiffre daffaires et la variation des ventes crdit.

Coef Sig

-0,003 0,831

-0,255 0,732

0,603 0,122

0,022

-0,004

Tableau 16 : Rsultats de lestimation de la rgression 4ADit = y0 + y1 NPit + y2 FINit + y3 ADVit + it NP Coef Sig -0,051 0,612 FIN -0,232 0,204 ADV 0,672* 0,086 R2 0,036 R2 ajust 0,010

4.5. Rsultats des analyses multivaries :Daprs les rsultats exposs ci-dessus, nous estimons les rgressions 1, 2, 3, 4 et 5 par la mthode MCO. La rgression n 6 est estime par lestimateur MCG. Les rsultats des analyses multivaries sont rcapituls dans les tableaux 13, 14, 15, 16, 17 et 18.

Tableau 17 : Rsultats de lestimation de la rgression 5ADit = x0 + x1 SALESit + x2 TAXit + x4 ADVit + it ADV Coef Sig 0,594 0,142 SALES -0,001 0,767 TAX 0,006 0,747 R2 0,022 R2 ajust -0,004


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Tableau 18 : Rsultats de lestimation de la rgression 6

n 6 indique quant lui que les entreprises sont incites lser les cranciers long terme.

ADit = i + 1 DUR it + 2 RDit + 3 INVit + 4 LABOR it + 5 NPit + 5 FINit + 7 ADVit + 8 SALESit + 9 TAXit + it DUR 0,104*** 0,000 RD -0,397 0,442 INV 0,041 0,205 LABOR -0,035** 0,012 NP -0,148** 0,026 FIN -0,270** 0,048 ADV 0,686*** 0,006 SALES 0,002 0,566 TAX -0,018 0,247 R2 R2 ajust 0,375

0,425

Avec :* ** ***

Ce rsultat montre que plus les entreprises ont besoin de financements externes, plus elles ont tendance grer leurs rsultats la hausse (Confirmation de H4b). Ce rsultat est cohrent avec celui de Darrough et al. (1998) qui ont avanc que les managers des socits qui ont besoin de financements externes ont tendance grer leurs rsultats la hausse pour prsenter une meilleure image de la socit. Ainsi, il est logique de dire que les entreprises ont intrt de grer le rsultat la hausse en vue dobtenir de meilleures conditions lors dun besoin de financements externes et plus particulirement auprs des banques (Breton et Schatt, 2003). En effet, les cranciers long terme (exemple, les banques) analysent et dcortiquent linformation comptable avant daccorder un crdit aux entreprises. Le coefficient relatif la variable ADV est positif et significatif. Cette vidence nous permet de confirmer les rsultats de Bowen et al. (2000) et de Raman et Shahrur (2006). Ainsi, nous pouvons conclure quune firme avec un niveau de dpenses de publicit important dpend des contrats implicites avec lensemble des parties prenantes plus quune firme faible niveau de dpenses de publicit. Dans ce cas, les dirigeants ont intrt grer le rsultat la hausse pour induire en erreur les partenaires sociaux de lentreprise et transfrer ainsi la richesse des parties prenantes vers les actionnaires.

Coefficient significatif 10%. Coefficient significatif 5%. Coefficient significatif 1%.

5. DiscussionLes tableaux exposs ci-dessus font ressortir les principaux rsultats suivants : La production dun bien durable par

lentreprise incite une gestion du rsultat la hausse. Le coefficient de la variable (DUR) est positif et significatif et montre que lexistence de contrats implicites avec les clients influence la gestion du rsultat la hausse. Notre rsultat vient confirmer les affirmations de Bowen et al. (2000) qui stipulent que ces contrats implicites incitent des choix comptables ayant un impact positif sur le rsultat. Cette conformit la thorie est attribue par le fait que les dirigeants des entreprises tunisiennes ont intrt procder des contrats implicites avec leurs clients qui exigent la qualit spcifique de performance, les garanties et la disponibilit continue des pices de rechange et des services aprs vente des produits achets. Ainsi, nous pouvons confirmer que dans ce cas, les dirigeants des entreprises tunisiennes sont incits utiliser la discrtion comptable afin de transfrer la richesse des clients de lentreprise vers les actionnaires. Le coefficient ngatif et significatif obtenu de la variable (FIN) partir de la rgression



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Contrairement lhypothse H2, il

report dficitaire ne sont pas incites grer leurs rsultats la hausse (infirmation de H6b) (1). Ce rsultat ne savre pas surprenant dans la mesure o les manipulations pour des raisons fiscales restent limites parce quelles peuvent savrer coteuses pour les dirigeants. Dans ce cadre, Breton et Schatt (2003) notent ce qui suit : En cas de contrle fiscal, le redressement et les pnalits supports peuvent excder les gains raliss, ce qui oblige les dirigeants procder un arbitrage entre le gain ralis immdiatement grce une augmentation des charges et la perte future lie au contrle fiscal . Le coefficient relatif la variable (SALES) est non significatif. Notre rsultat contredit lhypothse de la visibilit politique qui stipule que plus la taille de lentreprise augmente, plus les gestionnaires ont tendance diminuer leurs rsultats. Dans ce contexte, ce rsultat peut tre expliqu par le fait que la vrification de cette hypothse dans dautres contextes institutionnels (autres que le contexte anglosaxon) notamment la Tunisie ne se rvle pas ncessairement pertinente. En effet, la vrification des hypothses formules dans le cadre de la thorie positive ne se rvle importante quau niveau des grandes socits par actions amricaines (Breton et Schatt, 2003) caractrises par une sparation des fonctions de proprit et de dcision (Berle et Means, 1932). Le coefficient ngatif et non significatif

nexiste pas une relation positive entre le niveau de stock de la firme et la gestion du rsultat. Le coefficient de la variable INV est positif (conforme la thorie) mais non significatif et montre que lexistence de contrats implicites avec les fournisseurs ne motive pas les dirigeants grer le rsultat la hausse. Notre rsultat vient infirmer les affirmations de Bowen et al. (2000) qui stipulent que ces contrats implicites incitent des choix comptables ayant un impact positif sur le rsultat. Cette non-conformit la thorie peut tre explique par le fait que les fournisseurs dexploitation ne se basent pas sur les rsultats comptables en cas de ralisation de transactions avec leurs clients. Ainsi, nous pouvons confirmer que les dirigeants des entreprises tunisiennes ne sont pas incits utiliser la discrtion comptable afin de transfrer la richesse des fournisseurs de lentreprise vers les actionnaires. Contrairement aux rsultats dgags

de la recherche de Bowen et al. (2000), le coefficient associ la variable (NP) est ngatif (infirmation de H4a). Les entreprises qui effectuent des transactions avec les cranciers court terme nont pas intrt utiliser les choix comptables qui accroissent le rsultat. En effet, les cranciers court terme ne se focalisent pas sur les informations comptables des socits et notamment le rsultat comptable afin daccepter les payements chelonns. Dans de telle situation, les dirigeants ne sont pas incits manipuler linformation comptable afin de transfrer la richesse des cranciers court terme vers les actionnaires. Lexistence dun report dficitaire

de la variable RD permet de rejeter lhypothse H1b qui suggre une relation positive entre la fabrication de produits uniques par lentreprise et la gestion du rsultat. Ce rsultat nest pas cohrent avec celui de Bowen et al. (2000)(1) Cette hypothse est confirme en utilisant des donnes en coupes transversales.

apparat avec un coefficient ngatif et non significatif. Ce rsultat nest pas conforme la thorie. Il indique que les entreprises ayant un


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qui ont trouv des coefficients positifs et significatifs pour toute la priode de leur tude. Ainsi, nous pouvons confirmer que dans ce cas les dirigeants des entreprises tunisiennes ne sont pas incits se livrer une gestion des donnes comptables afin de transfrer la richesse des clients de lentreprise et des salaris vers les actionnaires. Le coefficient relatif la variableH4a : H4b : H3c : H3b : La fabrication de produits uniques Lexistence de salaris syndiqus Le total des effets payer Besoin de financement externe Le niveau de dpenses de publicit La taille de la firme Le report dficitaire Hypothses

Validations Donnes en coupes Donnes transver- de panel sales rejete rejete valide valide rejete non teste rejete valide

LABOR est ngatif (infirmation de H3a). Cette vidence nous permet dinfirmer les rsultats de Bowen et al. (2000). Ce qui nous permettra de conclure que les entreprises avec une forte intensit nont pas intrt grer le rsultat la hausse pour renforcer la relation de travail et amliorer lhorizon des salaris dans la firme. Une telle situation nexplique pas un transfert de richesse des salaris vers les actionnaires. Les hypothses H1a, H4b et H5 sont ainsi valides, alors que le reste des hypothses a t rejet. Comme conclusion cette section, nous prsentons sous forme de tableau les rsultats de notre analyse empirique (prise en compte du modle tendu (Reg 6)) dgags en utilisant des donnes en coupes transversales et des donnes de panel. Tableau 19 : Rcapitulatif des hypothses de la recherche et des rsultatsValidations Hypothses Donnes en coupes Donnes transver- de panel sales rejete rejete rejete valide valide rejete rejete rejete

H5 : H6a : H6b :

valide rejete valide

valide rejete rejete

A la lumire de ce tableau, lexistence de salaris syndiqus dans une firme nincite pas une gestion du rsultat la baisse. Notre preuve vient infirmer les affirmations de DSouza et al., (2001) qui ont trouv que les dirigeants dentreprises syndiques sont incits grer leurs rsultats la baisse afin de rduire le cot salarial. La non-conformit la thorie peut tre explique de la manire suivante : Les syndicats nexercent pas dinfluences importantes au niveau des entreprises tunisiennes. La rduction du bnfice comptable prsente des inconvnients par rapport des recrutements futurs (Breton et Schatt, 2003). Ce rsultat nous montre que les dirigeants tunisiens nutilisent pas la discrtion comptable afin de transfrer la richesse des salaris vers les actionnaires.

H1a : H1b : H2 : H3a :

La production dun bien durable La fabrication de produits uniques Le niveau de stock de la firme Lintensit de travail

6. ConclusionNotre recherche avait pour objet davoir une ide sur lensemble des dterminants



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conomiques qui expliquent les transferts de richesse des parties prenantes vers les actionnaires dans le cadre de la gestion du rsultat. Lexamen des travaux passs sur ce sujet avait relev la quasi-absence de recherches semblables en Tunisie. Devant cette ralit, notre tude sest propose davancer les principaux rsultats et de les comparer avec ceux des entreprises amricaines. La vrification empirique des hypothses avances en faisant recours aux donnes en coupes transversales et de panel na pas permis de les confirmer en totalit. Ainsi, au terme de notre recherche, les rsultats indiquent que les dirigeants se livrent une gestion du rsultat afin de transfrer la richesse de certaines parties prenantesBibliographie : Ball, R., et Brown, P., 1968, An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers, Journal of Accounting Research, 6, 159-178. Baker G., Gibbon R. et Murphy J. K. , 1997, implicit contracts and the theory of the firm, Working paper series, NBER. Beatty A., Weber J., 2003, The effect of debt contracting on voluntary accounting method changes, The Accounting Review, 78, 1, 119-142. Becker C., Defond M., Jiambalvo J., Subramanyam K. R. 1998, The effect of audit quality on earnings management, Contemporary accounting research, 15, 1, 1-24. Bdard J., Chtourou M. S., Courteau L., 2004, The Effect of Audit Committee Expertise, Independence, and Activity on Aggressive Earnings Management, Auditing : A Journal Of Practice And Theory, 23, 2, 13-35. Berle et Means 1932, the modern corporation and private property ( 2me d. 1956), New york, MacMillan. Bowen R. M., Noreen E. W., Lacey J. M. 1981, Determinants of the corporate decision to capitalize interest, Journal of Accounting and Economics, 3, 151-179.

vers les actionnaires. Suite cette gestion des donnes comptables pratique par les dirigeants, la situation financire est diffrente de la situation relle et les partenaires sociaux sont induits en erreur. Dans de telle situation, la manipulation de linformation comptable a pour effet un transfert de richesse de ces partenaires vers les actionnaires. Des perspectives de recherches se dgagent lorsquon intgre dans lanalyse des variables issues de la nouvelle voie de recherche : la gestion du rsultat par les seuils. En effet, elle a reu lattention des chercheurs, des praticiens et des acadmiciens ces dernires annes (Brown et Caylor, 2003 et 2005, Yu et al., 2006, Jacob et Jorgensen, 2007). Bowen R., DuCharme L., Shores D., 1995, Stakeholders implicit claims and accounting method choice, Journal of Accounting and Economics, 20, 255-295. Bowen R., L. DuCharme, and D. Shores., 2000, Economic and industry determinants of accounting method choice, working paper, University of Washington Business School. Bowen, R., Rajgopal, S., Venkatachalam, M., 2007. Accounting discretion, corporate governance, and firm performance, working paper, Contemporary Accounting Research, Forthcoming. Bradbury M. E., Mak Y. T.,Tan S. M., 2006, Board characteristics, audit committee characteristics and abnormal accruals, Pacific Accounting Review ; 18, 2 ; 47-68. Breton G. et Stolowy H., 2000, A framework for the classification of accounts manipulations,http:// papers.ssrn.com./sol3/delivery.cmf/ssrn_id263290_ code010321540.pdf?abstactid=263290., 1-92. Breton G. et Stolowy H., 2004, Accounts Manipulation : A Literature Review and Proposed Conceptual Framework, Review of Accounting & Finance Patrington : 2004, 3, Iss. 1, 5-64. Breton G., Schatt A, 2003, Manipulation comptable : les dirigeants et les autres parties prenantes, la revue du financier (Janvier), n 139, 18-25.


24

Recherches en comptabilit et finance Degeorge, F., Patel, J., and Zeckhauser, R. 1999.

Brown L., Caylor M. L., 2003, A temporal analysis of earnings management thresholds, Working paper, J. Mack Robinson College of Business, Georgia State University, Atlanta, GA 30302, USA. Brown, L. D., and M. L. Caylor. 2005. A Temporal Analysis of Quarterly Earnings Thresholds : Propensities and Valuation Consequences. The Accounting Review 80 (April) : 423-440. Brown P. R., 1999, Earnings management : A subtle (and troublesome) twist to earnings quality, Journal of Financial Statement Analysis, 4, 2, hiver, 61-63. Bull, C., 1987, The existence of self-enforcing implicit contracts, Quarterly Journal of Economics, 147-159. Chtourou M. S., 2000, Gestion du bnfice et gouvernement dentreprise : une tude empirique, thse de doctorat, facult des sciences de ladministration, Universit Laval Qubec. Collins J., Kemsley D. et Lang M., 1998, Crossjurisdictional income shifting and earnings valuation, Journal of Accounting Research, 36, 209-229. Copeland, R. M. 1968, Income smoothing Journal of Accounting research, Empirical Reasearch in Accounting, Selected Studies 6, (supplement), 101-116. Cornell B, et Shapiro A., 1987, Corporate stakeholders and corporate finance, Financial Management, 5-14. Darrough Masako N., Pourjalali H., Saudagaran S., 1998, Earnings management in Japanese compagnies, International Journal of Accounting, 33, 3, 313-334. Dechow P. et Skinner D., 2000, Earnings management. Reconciling the views of accounting academics, practitioners and regulators, Accounting Horizons, 14, 2, 235-250. Dechow, P. M., Sloan, R. G., Sweeney, A. P., 1996, Causes and Consequences of Earnings Manipulation An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC, Contemporary Accounting Research, 1996, 1-36. Dechow, P. M., Sloan, R. G., Sweeney, A. P., 1995, Detecting earnings management, The Accounting Review 70, 193-225. Defond, M. L. et Jiambalvo, J. 1994. Debt Covenant Effects and the Manipulation of Accruals. Journal of Accounting and Economics (January) : 145-76.

Earnings management to exceed thresholds. Journalof Business, 72, 1-33. Degeorge, Ding, Jeanjean et Stolowy, 2005, Does Analyst Following Curb Earnings Management ? International Evidence, working paper, University of Lugano, Switzerland. DSouza, J., J. Jacob et K. Ramesh, 2001, The use of accounting flexibility to reduce labor renegociation costs and manage earnings, Journal of Accounting and Economics, 30, 1, 187- 208. Duke, J. et H. Hunt, 1990. An empirical examination of debt covenant restrictions and accounting-related proxies, Journal of Accounting and Economics, 12, 45-63. Dwyer, F., P. Schurr, and S. Oh., 1987, Developing Buyer-Seller Relationships, Journal of Marketing, 11-27. Garbett, T., 1982, When to Advertise Your Company, Harvard Business Review, 100-106. Hang J. C. Y. et Wang S. W.1998, Political costs and earnings management of oil companies during the 1990 Persian Golf crisis, The Accounting Review, 73, 1, 103-117. Healy, P. M., 1985. The effect of bonus schemes on accounting decisions. Journal Accounting and Economics (April) : 85-107. Healy, P. et Wahlen J., 1999, A Review of the Earnings Management Literature and Its Implications for Standard Setting, Accounting Horizons, 13, 4, 365-383. Holthausen R. W. 1990, Accounting method choice : opportunistic behavior, efficient contracting and information perspective, Journal of accounting and economics, 12, 207-218. Jacob J., Jorgensen N., 2007, Earnings management and accounting income aggregation, Journal of Accounting and Economics, 43, 369-390. JeanJean T., 2001, Contribution lanalyse de la gestion du rsultat des socits cotes, Actes du 22me congrs de lassociation Franaise de Comptabilit, 17-20 mai, Metz. Jennings R., Simko P. et Thompson R., 1996, Does LIFO inventory accounting improve the income statement at the expense of the balance sheet ?, Journal of Accounting Research, 34, 301-312.


Les transferts de richesse des parties prenantes Jensen, M., et W. Meckling, 1976, Theory of the Firm : Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics, 3, 2, 305360. Jiraporn P., Miller A., Yoon S et Kim S., 2006, Is earnings management opportunistic or beneficial ? An agency theory perspective, International Review of Financial Analysis, 1-13. John, T., 1993, Accounting Measures of Corporate Liquidity, Leverage, and Costs of Financial Distress, Financial Management, 91-100. Jones J., 1991, Earnings management during import relief investigations, Journal of Accounting Research, 29, 193-228. Kothari S. P., Leone Andrew J., Wasley Charles E., 2005, Performance matched discretionary accrual measures, Journal of Accounting and Economics 39, Issue 1, fvrier 2005, 163-197. Kirmani, A. and P. Wright., 1989, Money Talks : Perceived Advertising Expense and Expected Product Quality, Journal of Consumer Research, 344-353. Klein, B., K. Leffler., 1981, The Role of Market Forces in Assuring Contractual Performance, Journal of Political Economy, 89, 615-641. Lee C. W. J. et Hsieh D. A. 1985, Choice of Inventory Accounting Methods : Comparative analyses of alternative hypotheses, Journal of Accounting Research, 23, 2, 468-485. Liberty, S., et J. Zimmerman, 1986, Labor Union, Contract Negotiation and Accounting Choices, The Accounting Review, 61, 4, 692-712. Maksimovic V, et Titman S, 1991, Financial policy and reputation for product quality, Review of financial studies, p. 175-200. Milgrom, P. and J. Roberts., 1986, Price and Advertising Signals of Product Quality, Journal of Political Economy, 796-821. Morse D. et Richardson I. G. 1983, The LIFO/FIFO decision, Journal of Accounting Research, 21, 106-127. Nelson, P., 1974, Advertising as Information, Journal of Political Economy, 729-754. Patten D. M. et Trompeter G.M. 2001, Political costs, environmental disclosure and earnings management : an examination of the impact of catastrophic events on intra-industry management actions, http://papers.ssrn. com/sol3/delivery.cmf?Abstract_id=273277.

25

Scott W.R., 1997, Earnings management, Financial Accounting Theory, Prentice Hall International, 295311. Sevestre P., 2002, Economtrie des donnes de panel, Dunod, septembre 2002. Shabou R. et Boulila Taktak N., 2002, Les dterminants de la comptabilit crative : tude empirique dans le contexte des entreprises tunisiennes., Comptabilit, contrle, audit, Tome 8, Vol 1, 5-24. Smith, R. et J. Warner, 1979, On financial contracting : an analysis of bond covenants, Journal of Financial Economics, 7, 117-161. Stolowy, H., et G. Breton, 2003, La gestion des donnes comptables : une revue de la littrature, Comptabilit - Contrle - Audit, mai 2003, Tome 1, volume 1, pp. 125-151. Subramanyam, K. R., 1996, The pricing of discretionary accruals, Journal of Accounting and Economics, 22, 249-281. Titman, S., R. Wessels., 1988, The Determinants of Capital Structure Choice, The Journal of Finance, 1-19. Waterhouse J., Gibbins M. et Richardson G., 1993, Strategic financial disclosure : evidence from labor negociations, Contemporary Accounting Research, 9, 2, 526-550. Watts, R. L. et J. Zimmerman, 1978, Towards a positive theory of the determination of accounting standards, The Accounting Review, 53, 1, 112-134. Watts, R. L. et J. Zimmerman, 1986, Positive Accounting Theory, Prentice Hall, Englewood Cliffs. Xiaopeng Z. et Xuejie C., 2002, Earnings management of chinese listed companies : A survey of empirical studies, China and World Economy, 4, 38-43. Xie B., Davidson III Wallace N., DaDalt Peter J., 2003, Earnings management and corporate governance : the role of the board and the audit committee, Journal of Corporate Finance, 9, 295-316. Yu Q., Du B., Sun Q., 2006, Earnings management at rights issues thresholds-Evidence from China, Journal of Banking & Finance, 30, 3453-3468. Zmijewski M. E. et Hagerman R. L. 1981, An income strategy approach to the positive theory of accounting standard setting choice, Journal of Accounting and Economics, 3, 129-149.


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Annexes : Rsultats empiriques en utilisant des donnes en coupes transversales (1) : Tableau 20 : Lestimation des paramtres du modle de Jones modifi (1995) en fonction des secteurs dactivits Secteurs Agriculture, agroalimentaire Bois, meubles Tourisme Mcanique, mtallique et lectrique Industrie diverse Commercial Servicescommunication Moyenne Ecart type Avec :* ** ***

N 11 10 10 13 15 15 12 12,285 1,979

1/At-1 0,321 -0,044 -0,079 0,115 -0,039 0,034 0,07 0,054 0,126

T 1/At-1 2,335 -0,714 -1,766 2,286 -2,388 1,61 2,535 0,556 1,958

1/At-1 (REV CRE) -0,258** 0,611 -0,367******

T 1/At -1 (REV CRE) -2,703 5,878 -13,77 1,883 3,042 -4,138 -3,746 -1,936 5,966

1/At-1 PPE -0,323** -0,009 0,003 -0,146*** 0,009 -0,088** -0,043*** -0,085 0,109

T 1/At -1 PPE -2,638 -0,181 0,102 -3,043 0,544 -2,252 -3,823 -1,613 1,605

F 5,084 21,979 104,38 5,268 5,082 12,136 7,602 23,075 33,669

R2 ajust 0,45 0,823 0,958 0,416 0,368 0,614 0,546 0,596 0,20

0,288* 0,214*** -0,255*** -0,643*** -0,058 0,406

Coefficient significatif 10%. Coefficient significatif 5%. Coefficient significatif 1%.

Tableau 21 : Rsultats de lestimation de la rgression 1 Reg 1 : Variable dpendante = ADi i DUR RD ADV R2 ajust F Sig N Tableau 22 : Rsultats de lestimation de la rgression 2 Reg 2 : Variable dpendante = ADi i INV ADV R2 ajust F Sig N 0,002 1,729 T i 1,228 2,313 0,067 3,377 0,04 67 Sig 0,224 0,024 -0,002 1,257 1,208 T i -0,315 1,766 1,588 0,082 2,907 0,042 65 Sig 0,753 0,082 0,117

(1) Le critre des moindres carrs, utilis pour estimer les paramtres des rgressions, est trs sensible aux valeurs aberrantes (les observations atypiques). Une fois que ces observations ont t repres, il peut tre judicieux de les supprimer. Parmi les critres utiliss au niveau de cette rflexion empirique, on note la distance de Cook et les rsidus Studentiss. Une observation est aberrante si son rsidu Studentis est suprieur 2 en valeur absolue et/ou la distance de Cook est suprieure 1.


Les transferts de richesse des parties prenantesTableau 23 : Rsultats de lestimation de la rgression 3 Reg 3 : Variable dpendante = ADi i LABOR RD UNION ADV R2 ajust F Sig N Tableau 24 : Rsultats de lestimation de la rgression 4 Reg 4 : Variable dpendante = ADi yi NP FIN ADV R2 ajust F Sig N Tableau 25 : Rsultats de lestimation de la rgression 5 Reg 5 : Variable dpendante = ADi xi SALES TAX ADV R2 ajust F Sig N Tableau 26 : Rsultats de lestimation de la rgression 6 Reg 6 : Variable dpendante = ADi i DUR RD INV LABOR UNION NP FIN ADV SALES TAX R2 ajust F Sig N 0,001 0,959 0,001 5,066 * 10-5 0,01 0,001 -0,103 1,268 -0,001 0,019 T i 0,158 1,369 0,596 2,017 1,158 5,617 -1,869 1,725 -0,541 2,290 0,431 6 0,000 67 Sig 0,875 0,176 0,553 0,049 0,252 0,000 0,067 0,090 0,590 0,026 -0,001 0,026 1,63 T xi -0,761 3,308 2,440 0,186 5,785 0,002 64 Sig 0,450 0,002 0,018 0,001 -0,096 1,081 T yi 5,637 -1,761 1,439 0,349 12,611 0,000 66 Sig 0,000 0,083 0,155 4,298 * 10-5 1,265 0,01 1,162 T i 1,789 1,868 1,192 1,569 0,129 3,369 0,015 65 Sig 0,079 0,067 0,238 0,122

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Impact de la privatisation

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IMPACT DE LA PRIVATISATIONPAR DANIEL ZEGHAL & ZOUHOUR LAHMAR

Analyse de limpact de la privatisation sur le niveau de divulgation dans les rapportsLobjectif de cet article est danalyser limpact de la privatisation sur le niveau de divulgation volontaire dans les rapports annuels. Lchantillon est form de 131 rapports annuels de 11 entreprises tunisiennes privatises par offre publique de vente (chantillon exprimental) et 10 entreprises prives (lchantillon de contrle). Le niveau de divulgation est mesur par deux indices : lindice de Botosan (1997) et celui de Eng et al. (2001). Lestimation dun modle binomial ngatif montre que les entreprises privatises communiquent plus dinformations dans leurs rapports annuels. Dautant plus, les rsultats sont plus significatifs au niveau des modles employant la mesure de Eng et al. (2001). Ceci suggre que cet indice est mieux adapt au contexte de notre tude.

volontaire

annuels

1. IntroductionAu cours des dernires dcennies, le monde conomique a connu de profondes mutations. Les marchs financiers se sont dvelopps et les investisseurs sont devenus plus exigeants notamment en matire dinformation financire. Face cette situation, les entreprises sont donc appeles amliorer le niveau de leur divulgation volontaire. Il existe une disparit dans la quantit et la qualit des informations communiques. En effet, mme en oprant dans des contextes semblables, les entreprises nont pas toutes la mme politique de divulgation. Cest pourquoi, plusieurs recherches ont t menes pour tenter dexpliquer le comportement des entreprises en matire de divulgation volontaire. Il en ressort quune corrlation significative entre certaines caractristiques de lentreprise (telles que la taille, le secteur dactivit, lendettement, la performance et la qualit de la firme daudit) et la publication volontaire des informations a t dmontre. La question de la divulgation volontaire a t traite en se rfrant principalement trois thories : la thorie dagence, la thorie de cots politiques et la thorie de signal.


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Selon la thorie dagence, la divulgation fait partie de la stratgie des dirigeants. En fait, ces derniers peuvent sen servir comme moyen pour maximiser leurs richesses. Cette thorie stipule que la situation dasymtrie dinformation favorise la divulgation volontaire. Cest ainsi quelle parat comme un moyen pour rduire lasymtrie entre les dirigeants et les actionnaires. La thorie des cots politiques stipule que ce sont les entreprises de plus grande taille qui sont les plus soumises aux cots politiques. Ces entreprises ont donc tendance divulguer plus afin de rduire les cots auxquels elles sexposent. Enfin, selon la thorie de signal, la publication volontaire dinformation constitue un des moyens permettant de diminuer le risque boursier et le cot de capital, et permet aussi de rduire lasymtrie dinformation par lenvoi de signaux au march. Bien quil existe une multitude de recherches sur la divulgation volontaire et notamment sur ses dterminants (Singhvi et Desai, 1971 ; Buzby, 1975 ; B. Raffournier, 1995 ; A. Karman et J. K. Courtis, 1999 ; R. M. Haniffa et T. E. Cooke, 2002 ; L. L. Eng et Y. T. Mak, 2003), certains aspects restent sans recherches notables. En effet, rares sont les travaux qui ont trait de leffet de certains changements dans lenvironnement des entreprises sur loffre volontaire dinformations. La comptitivit, ladaptation aux enjeux de la mondialisation et la survie la concurrence sont autant de facteurs qui peuvent obliger les entreprises procder certaines modifications pour combler la dfaillance de leurs systmes. Afin damliorer la performance

de certaines entreprises, ltat peut dcider de se dsengager de quelques activits au profit du secteur priv. Cette action sinscrit dans le mouvement international de libralisation et on parle alors de la privatisation des entreprises tatiques. Il sagit dun vnement qui entrane des changements sur lentreprise et sa stratgie qui ne sont pas sans effet sur le niveau de divulgation volontaire des informations. Cest ainsi que la privatisation peut exposer lentreprise plus de cots politiques en raison de la mdiatisation de lvnement. De mme, lorsque la privatisation est obtenue par offre publique de vente, lentre dans le march boursier augmente lasymtrie dinformation. Dans cet article, nous nous proposons de vrifier sil existe une relation entre la privatisation des entreprises tatiques et loffre volontaire des informations. Pour ce faire, nous prsentons, dans la section 2, une revue des tudes antrieures. La troisime section traite de lobjectif et de lhypothse vrifier. Notre mthodologie de recherche est dcrite dans la section 4. Enfin, dans la section 5, nous prsentons les rsultats auxquels nous sommes arrivs.

2. Revue des tudes antrieuresLa divulgation a fait lobjet de plusieurs tudes depuis des annes. Divers chercheurs se sont intresss tudier les facteurs qui dterminent le niveau de divulgation des firmes. On cherchait savoir pourquoi certaines firmes publient alors que dautres ne le font pas, ou mme les raisons qui amnent une firme publier plus quune autre. Singhvi et Desai (1971) ont men une tude auprs de 155 firmes amricaines dont lobjectif


Impact de la privatisation

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tait den identifier les caractristiques qui affectent le niveau de divulgation dans les rapports annuels. Ils ont analys les variables relatives la taille de lentreprise, au nombre des actionnaires, au statut de cotation, la qualit de la firme daudit et la profitabilit. Lanalyse univarie a montr que toutes les variables tudies sont positivement corrles avec le niveau de la divulgation. Cependant, lanalyse multivarie ne valide que leffet du statut de cotation. Toutes les autres variables ont des coefficients non significatifs. Dans un autre contexte, B. Raffournier (1995) a conduit une recherche dont lobjectif est didentifier les dterminants de ltendue de la divulgation. Pour ce, il a analys le rapport annuel (fait en 1991) de 161 firmes suisses oprant dans les secteurs commercial et industriel. Les rsultats de cette recherche ont dmontr que les variables taille de lentreprise, taille de la firme daudit et degr dinternationalisation dterminent, dans une large mesure, le niveau de divulgation dans le rapports annuel. linverse, lendettement, la diffusion du capital, le type dindustrie et la profitabilit savrent, selon cette tude, non significativement relis au niveau de divulgation. Compte tenu de la diversit des rsultats des diffrentes recherches, A. Karman et J. Courtis (1999) ont entrepris une mta analyse de ces travaux portant sur les dterminants de la divulgation dans les rapports annuels. lissue de cette revue, les auteurs ont retenu 29 tudes ayant analys 2473 rapports sur la priode de 1968 1997. Les auteurs ont mis essentiellement laccent sur cinq variables : la taille de lentreprise, le statut de cotation, lendettement, la profitabilit et la taille de la firme daudit.

Daprs cette tude, la taille de lentreprise, le statut de cotation et lendettement affectent positivement et significativement le niveau de divulgation. Cependant, la profitabilit et la taille de la firme daudit ne reprsentent pas des variables ayant un effet sur la stratgie de communication des entreprises. Outre les caractristiques spcifiques lentreprise, les mcanismes de gouvernement ont suscit lintrt de plusieurs chercheurs. Ils ont, en effet, test limpact de ces mcanismes sur la politique de communication de lentreprise. Haniffa et Cooke (2002) ont port leur attention sur les fonctions des directeurs en tant que mcanisme de gouvernance. Ils jugent que cet aspect na pas t suffisamment explor par les recherches antrieures. Ltude porte sur le rapport annuel de 1995 pour 167 entreprises cotes la bourse de Kuala Lumpur et examine six variables reprsentant le gouvernement dentreprise. Seules deux variables sont significatives dans la dtermination du niveau de divulgation. La premire tant celle reprsentant lindpendance du prsident du conseil (cest--dire lorsque le prsident nest pas un directeur excutif) et la seconde est relative la proportion des membres de la famille dans le conseil dadministration. En fait, ltude de Haniffa et Cooke (2002) a montr que les firmes dont le prsident est un directeur excutif communiquent moins dinformations. Il en va de mme pour les entreprises ayant plusieurs membres dune mme famille au conseil dadministration. Les autres variables telles que la sparation des rles du prsident du conseil dadministration et


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de chef de direction, la prsence de directeurs exerant dans plus quune entreprise, le prsident qui exerce en tant que directeur dans plusieurs entreprises et la composition du conseil ne prsentent pas de signification notable. L. L. Eng et Y. T. Mak (2003) ont tudi la relation entre les mcanismes de gouvernance et la divulgation volontaire dans 158 firmes cotes la Bourse de Singapour et oprant dans diffrents secteurs. Lanalyse mene par ces auteurs a montr que les variables reprsentant la part du capital dtenue par les gestionnaires ainsi que le nombre de directeurs externes sont ngativement et significativement corrles avec le niveau de divulgation. La part de capital dtenue par ltat est aussi significative mais elle affiche une corrlation positive. Lexistence de dtenteurs de blocs importants savre cependant sans effet sur la divulgation. Ce rsultat ne change pas mme en procdant lanalyse de leffet du type du dtenteur de bloc important. Cest ainsi que les auteurs ont trouv que les dtenteurs de blocs importants, quils soient des individus ou des institutions, naffectent pas le niveau de divulgation. Dans le contexte tunisien, H. Bradi (2003) a tent danalyser limpact des mcanismes de gouvernance sur la divulgation dinformations dans les rapports annuels. Ltude, qui a port sur 31 rapports de socits tunisiennes, a montr que parmi les variables considres, seule la concentration de la proprit affecte le niveau des informations communiques dans les rapports annuels. Cette variable affiche, en fait, une corrlation ngative et significative avec la variable dpendante.

Cependant, la taille du conseil dadministration, sa composition ainsi que le cumul des rles de chef de direction et prsident de conseil nont pas deffet significatif sur la divulgation dinformations. Sintressant lanalyse de limpact de la concentration de la proprit sur la diffusion dinformations, D. Zghal et H. Ghorbel (2006) ont men une tude en contexte canadien. Elle a port sur les rapports annuels de lexercice 1997 de 142 entreprises exerant dans le secteur industriel. Leurs rsultats confirment ceux de H. Bradi (2003). En effet, la concentration de la proprit sest avre significativement et ngativement corrle avec ltendue de divulgation. Afin dtudier limpact de la privatisation des entreprises tatiques sur le niveau de divulgation dans les rapports annuels, R. Bozec et D. Zghal (2001) ont men une tude sur un chantillon dentreprises tatiques canadiennes ayant fait lobjet dune privatisation par mission publique dactions. Par ailleurs, ils ont procd la slection dun chantillon dentreprises prives en tant que groupe de contrle appari lchantillon principal. La mthodologie adopte par les auteurs a consist comparer un indice global et un indice relatif pour chaque entreprise et ce, travers les trois tapes de la privatisation : la nationalisation, la commercialisation et la privatisation. Ils ont constat une amlioration de lindice moyen dans chacune des tapes, mais la variation la plus significative est note la troisime, celle de la privatisation du capital. linverse, le groupe de contrle nenregistre pas de variation notable.

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