GESTION DU RESULTAT : MESURE ET DEMESURE

Transcription

1 GESTION DU RESULTAT : MESURE ET DEMESURE Thomas, Jeanjean, docoran. GRID (ENS de Cachan) e CEREG (Universié Paris IX Dauphine) ENS de Cachan, déparemen d économie e de sciences de gesion, 61, avenue du présiden Wilson, Cachan cedex. Mel : jeanjean@ecoges.ens-cachan.fr Résumé Ce aricle es consacré aux difficulés concepuelles, méhodologiques e empiriques des modèles d accruals discréionnaires. Les principaux modèles uilisés par la liéraure son présenés e discués. Les problèmes de cohérence de ces modèles enre eux e par rappor au modèle compable son aussi approfondis. Mos clés : gesion du résula, accruals discréionnaires Absrac This aricle presens and evaluaes he mos popular discreionary accruals models boh concepually and empirically on French firms daa. The inernal consisency of hose measures is appreciaed as well as is consisency wih he accouning framework. Keywords : earnings managemen, discreionary accruals. K. Schipper (1989) défini la gesion sraégique des résulas earnings managemen, comme : une inervenion délibérée dans le processus de présenaion de l informaion financière dans le bu de s approprier des gains personnels. Toue la liéraure sur la gesion du résula repose sur une hypohèse essenielle : il es possible d évaluer la gesion du résula. A ce égard, la noion d accruals discréionnaires (discreionary accruals) s es imposée. L obje de ce aricle es d apprécier cee echnologie, de la mere en œuvre sur des données françaises, d en souligner les difficulés opéraionnelles e d en évaluer la cohérence. Paul Healy a éé le premier à reenir les accruals comme indicaeur de la gesion du résula dans son aricle de 1985 dans le Journal of Accouning and Economics. Il défini les accruals comme la somme des ajusemens compables aux cash-flows de la firme permis par les organismes de normalisaion [ ] (Healy, 1985, p. 89) 1. Résula = Cash flows d' exploiaion + accruals Cee relaion monre clairemen qu il exise deux leviers pour gérer le résula : soi une acion sur les cash-flows d exploiaion, soi sur les accruals. Dans la mesure où le champ d éude reenu es celui des praiques compables, la liéraure ne s inéresse qu à la manipulaion des accruals. L inérê de l approche de la gesion sraégique du résula par les accruals es qu elle perme de saisir l ensemble des manipulaions compables Cormier & Magnan (1996). L exisence des accruals résule des prescripions des organismes de normalisaion compables. Touefois, la normes compables laissen un espace discréionnaire subsaniel au dirigean sous forme d un jeu d opions (valorisaion des socks, méhode d amorissemen, ) ou d évaluaions dans la compabilié (aux de provisionnemen des créances, provisions pour risques e charges, durée d amorissemen, ). L évaluaion de la gesion du résula repose sur l apiude des modèles à déecer l uilisaion de ce espace discréionnaire. De nombreux aricles aborden la qualié des modèles d accruals 1 Il semble qu il n y ai pas de raducion Française pour ce mo (Labelle & Thibaul, 1998). Nous nous conformerons ici à l usage en reprenan le mo anglais. 1

2 discréionnaires (Dechow, Sloan e Sweeney, 1995 ; Young, 1998 ; Peasnell, Pope e Young, 2000 ; McNihols, 2000). Ils cherchen esseniellemen à déerminer si les modèles les plus courans son capables de déecer la gesion du résula lorsque celle-ci exise (erreur de ype II : es de puissance) e à ne pas en déecer lorsque celle-ci n exise pas (erreur de ype I : es de spécificaion). L obje de ce aricle es différen : il vise à idenifier les enjeux méhodologiques lors de la mise en œuvre des modèles d accruals discréionnaires. Les méhodologies à base d accruals reposen sur des choix parfois implicies du chercheur en ermes d échanillon, de calcul des accruals oaux, de modèle uilisé Cee communicaion explicie ces choix (parie 1) avan d éudier la cohérence des modèles d accruals discréionnaires (parie 2). 2

3 1 Des accruals oaux aux accruals discréionnaires. Après avoir présené les modaliés de calcul e l uilié économique des accruals ( 1), nous éudierons les modèles d accruals discréionnaires ( 2), avan de les mere en œuvre sur des données Françaises ( 3). 1.1 Calcul e inérê des accruals Les modaliés praiques de calcul des accruals son passées en revue ( ) ainsi que les leviers de gesion du résula ( ), avan d aborder leur uilié économique ( ) Les accruals oaux L obje de ce paragraphe es de préciser les modaliés de calcul des accruals oaux dans le sysème compable Français. L inérê de cee éape es riple : 1. Elle perme de préciser l uilié économique des accruals, 2. La spécificaion des élémens consiuifs des accruals facilie une meilleure compréhension des faceurs d évoluion des accruals oaux 3. e, l expliciaion d un cerain nombre de choix pour calculer les accruals. Monrons que les accruals corresponden à la somme de la variaion du BFR, des reprises de doaions aux amorissemens e aux provisions e des compes de régularisaion (producion immobilisée e sockée), moins celle des doaions. Par définiion : résula = Flux _ de _ résorerie + Accruals Or, RN = Produis encaissés ou encaissables charges décaissables ou décaissées + produis calculés charges calculées. Soi en abrégé : RN = PEE CDD + PC CC En reranchan e ajouan BFR, il vien : RN = [(PEE CDD) - BFR] + BFR + PC CC (II) RN = Flux de résorerie 2 + BFR + PC CC (III) Par idenificaion avec (I), il vien : Accruals = BFR + PC CC Soi encore : Accruals = BFR + reprise sur provisions + producion sockée & immobilisée doaions aux provisions e aux amorissemens (I) égalié (IV) 2 Le solde (PEE-CDD) représene un flux de résorerie poeniellemen encaissable ou décaissable. En l ajusan par la variaion du besoin en fonds de roulemen, on ien compe du monan ne des sommes non encore encaissées (créances e socks) e décaissées (dees cour erme). 3

4 Nous pouvons mainenan préciser e jusifier ceraines modaliés de calcul des accruals oaux. Deux modes de calcul exisen pour les accruals oaux : 1. la méhode addiive par de l égalié (IV). 2. La méhode sousracive calcule les accruals par différence enre le résula e le flux de résorerie d exploiaion. Ces deux méhodes permeen d obenir les mêmes résulas à condiion ouefois d uiliser des convenions de calcul cohérenes. La méhode sousracive suppose la déerminaion d un flux de résorerie. Chalayer & Dumonier (1996) reiennen pour le calcul du flux de résorerie d exploiaion l excéden de résorerie globale (ETG) de la Banque de France (Langlois & Molle, 1996) : ETG = CAF + charges d inérê + impôs sur les bénéfices - BFR Les définiions reenues de la CAF e du BFR son celles du Plan Compable Général. Cee approche es discuable pour au moins deux raisons : Le flux de fonds pris en compe (CAF + IS + Inérê) exclu les charges d inérê e l impô sur les sociéés, ce qui revien à les inclure dans les accruals oaux. Cee approche es discuable dans la mesure où il s agi de flux décaissables. la variaion du BFR comprend noammen l incidence des décalages de résorerie liés aux cessions d immobilisaions e aux dees sur fournisseurs d immobilisaion. Or, ces élémens son exclus du flux de résorerie poeniel pris en compe (CAF + IS + frais financiers). Si la méhode addiive es uilisée (égalié IV), les élémens menionnés (IS, inérês, résula excepionnel) son exclus des accruals. Ces aspecs echniques renvoien à la quesion de la déerminaion de l obje de la gesion. Si c es le résula d exploiaion qui es géré alors il n y a pas lieu de s inerroger sur le raiemen de l IS e des inérês e du résula excepionnel. En revanche, si le résula géré es le résula couran ou le résula ne, il convien de s inerroger sur l impuaion (en accruals ou en cash-flows) de ces élémens. Il es donc plus perinen de reenir comme définiion des cash-flows d exploiaion la CAF du PCG minorée de la variaion du besoin en fonds de roulemen au sens du PCG à l exclusion de la variaion du capial souscri appelé e non versé, des créances e dees sur acquisiion ou cession d immobilisaions (concepion élargie de l exploiaion au sens de l OEC). 3 3 L analyse des élémens excepionnels pourrai aussi se faire séparémen. 4

5 1.1.2 Gérer les accruals Les accruals son uilisés en an que mesure de la gesion sraégique du résula. Le formule (I) monre qu une modificaion du niveau des accruals n aura d impac sur le résula que si la gesion d un élémen des accruals ne produi pas d effe en sens inverse sur le flux de résorerie ou sur un aure accrual (condiion de non compensaion). Pour analyser cee condiion, il es commode de disinguer les accruals longs e cours : (1) les accruals longs comprennen les reprises e les doaions aux amorissemens sur immobilisaion, la producion immobilisée. (2) Les accruals cours regroupen les doaions e les reprises sur acifs circulans, la variaion du BFR. Les doaions nees des reprises aux provisions pour risques e charges peuven relever d une caégorie ou d une aure selon leur naure. Cee condiion de non compensaion ne pose pas de problèmes pariculiers pour les accruals longs car ils n on pas de conreparie dans le flux de résorerie d acivié. L éude des élémens cours des accruals se révèle plus complexe pour la variaion du BFR. En effe, les égaliés (II) e (III) monren que la variaion du BFR apparaî à la fois dans le calcul du flux de résorerie e des accruals. Ainsi, oues choses égales par ailleurs une variaion du BFR ne modifie pas le monan du résula. Le BFR n explique la gesion du résula qu à la condiion qu un flux de fonds soi modifié par une modulaion du BFR. Ce sera le cas, par exemple, si des délais de paiemen plus généreux permeen d accélérer la prise de commande. Auremen di, il fau que l élasicié du résula aux délais de paiemen soi non nulle. Faisons l hypohèse que l élasicié de la demande aux condiions de paiemen soi de 0,5 : une augmenaion de 0,5% des venes peu êre obenue en augmenan de 1% les délais de paiemen. Par simplificaion, l ensemble des charges son fixes. Dans le ableau 1, la siuaion A es caracérisée par une absence de gesion du résula, la siuaion B correspond à une manipulaion des venes par les délais de paiemen. Siuaion en 0 Siuaion A Siuaion B CA charges fixes Résula BFR ,59 Flux de résorerie ,41 Accruals 12 28,59 Augmenaion du CA +3,33% +5,56% Manipulaion du CA +2,23% Augmenaion nécessaire du BFR +4,46% Tableau 1 : analyse de l impac d une variaion des délais de paiemen sur le résula. Le ableau 1 monre clairemen que la prise en compe de la gesion du BFR pour gérer le résula pose un problème concepuel. En effe, la modulaion des délais de paiemen a non 5

6 seulemen un impac sur les accruals mais aussi sur le flux de résorerie. Dès lors, es-il possible de qualifier de manipulaion puremen «compable» la gesion du BFR? L inclusion ou non de ce élémen dépend de la naure de la gesion du résula que le chercheur veu idenifier (gesion du cash-flow d exploiaion, parfois qualifiée de gesion «réelle», ou gesion des accruals) Rôle e inérê des accruals Si les accruals consiuen le levier de gesion du résula, il convien d éudier les raisons de leur exisence. Les foncions aribuées à la compabilié peuven varier selon les époques e les pays. De manière générale, il es possible de définir la compabilié comme un sysème d informaion don l obje es de fournir de l informaion aux paries prenanes de l enreprise. Tradiionnellemen, le normalisaeur Français ne défini pas un uilisaeur privilégié des compes (la compabilié, sociale au moins, es générale ), andis que le FASB e l IASB desinen l informaion financière esseniellemen aux invesisseurs (la compabilié es financière ). Un des rôle de la compabilié va êre de fournir de l informaion sur les cashflows fuurs de la firme. Dans la suie de ce aricle, nous adoperons ce poin de vue 4. Dans cee perspecive, une compabilié d engagemen pluô qu une compabilié de caisse, c es-à-dire l exisence d accruals, perme une meilleure prédicion des cashflows. Les venes (V) suiven une marche aléaoire. Les achas son sricemen proporionnels aux venes. A la dae d invenaire, les créances cliens représenen une α% des venes, les dees fournisseurs β% des achas. Le sock s ajuse immédiaemen aux venes, e représene γ% des achas. Le aux de marge par rappor aux venes es de π. Les achas d une période représenen donc (1-π)*V. Soi R le résula de la période : R = π * V Les accruals son : accruals = BFR accruals = [ α * V + γ * (1 π ) * V β * (1 π ) * V ] accruals ( V V 1) *[ α + (1 π ) * ( γ β )] V avec : = Les venes suiven une marche = V 1 ε N(0; σ ) + ε Posons : δ = α + (1 π ) * ( γ β ). aléaoire, donc : d ' où : accruals = ε * δ. Auremen di, les accruals évoluen en foncion de la demande ( ). 4 En effe, il semble que les grandes enreprises cherchen à aligner leur communicaion financière sur les aenes des invesisseurs largemen influencées par les praiques anglo-saxonnes (voir Solowy, Ding & Tenenhaus, 2001). 6

7 D après Healy (1985): cash-flows (CF)+ accruals = résula, d où : CF = Résula accruals CF = π * V ε * δ. Nous pouvons mainenan écrire l erreur de prédicion : (1) si les cash-flows de -1 son uilisés pour prédire ceux de. CF CF = V * π δ * ε V * π + δ * ε CF CF 1 1 (2) si le résula de -1 es uilisé : CF CF 1 = ε * ( π δ ) + δ * ε R R 1 1 = πv = ( π δ ) * ε 1 δ * ε πv Dans ces deux cas l erreur de prédicion es nulle en moyenne car ε (pour ou ) es de moyenne nulle. Ecrivons les variances de ces deux erreurs : var( erreur ) = ( π δ ) * σ + δ * σ CF 1 1 var( erreur résula ) = ( π δ ) 2 * σ 2 En moyenne l erreur de prédicion es nulle que l on uilise le cash-flows ou le résula ne. Touefois, dans le premier cas la variance de l erreur es plus imporane que dans pour le second : le résula ne perme d approcher de manière plus précise les cash-flows de la période suivane. Cee siuaion ien au fai que les cash-flows de la période ne prennen pas en compe les variaions des venes car elles n on pas éé inégralemen encaissés au cours de la période. Le résula ne, éabli en compabilié d engagemen, saisi au conraire pleinemen les flucuaions de la demande. Or, les flux de résorerie générés par une flucuaion de la demande une période donnée son encaissés (ou décaissés) la période suivane. Ainsi, le résula de l année N pore une informaion sur les cash-flows de l année N+1 don le flux de résorerie de N ne rend pas compe. Cee modélisaion rès simple perme de comprendre l inérê des accruals si la foncion aribuée à la compabilié es de permere la prévision des cash-flows fuurs. 1.2 Accruals normaux e discréionnaires Le calcul e l uilié des accruals es mainenan posée. La gesion du résula ne pore ouefois pas sur les accruals oaux mais sur une fracion de ceux-ci. En effe, une par des accruals (ayan un impac sur le résula) peu êre qualifiée de normale 5 en ce sens qu elle correspond à une applicaion sincère e régulière des principes de la compabilié d engagemen dans un pays donné. Accruals oaux (AT) = Accruals normaux (AN) + accruals discréionnaires (AD). 5 La liéraure parle aussi d accruals non discréionnaires d accruals anicipés. 7

8 Les méhodes d évaluaion de la gesion du résula déerminen un processus normal d accruals, la accruals discréionnaires son déerminés par différence. AD = AT AN Approche globale versus accruals spécifiques Deux approches exisen pour l évaluaion des accruals (ableau 2). La première consise à éudier le comporemen d un accrual pariculier, c es par exemple la soluion reenue par MacNichols e Wilson (1988). D aures aueurs cherchen à capurer l ensemble des manipulaions en éudian les accruals discréionnaires oaux (Jones, 1991 par exemple). Une synhèse de ces deux approches a éé enée par Janin (2000). Approche AVANTAGES INCONVENIENTS ACCRUALS Mesure de la sraégie du DISCRETIONNAIRES résula dans son ensemble. TOTAUX Grands échanillons globalisan. ACCRUALS DISCRETIONNAIRES SPECIFIQUES Erreur de mesure imporane car le modèle explicaif es Résulas spécifiques à un Mesure fine de la gesion du résula. seceur économique (en général, les banques ou les assurances). Taille de l échanillon réduie. Tab 2 : les différenes approches. Compe enu de leur imporance dans la liéraure sur la gesion du résula, nous allons nous concenrer sur les modèles d accruals discréionnaires oaux Les modèles «naïfs» La première série de modèles d accruals dis «normaux» peu êre qualifiée de «naïve» en ce sens que ces algorihmes calculen les accruals normaux à parir des accruals oaux des années précédenes sans faire référence aux déerminans économiques de ces accruals : il s agi des modèles de Healy (1985) e de DeAngelo (1986). Healy (1985) fai l hypohèse que : «le manager observe les cash-flows de l acivié e les accruals non discréionnaires à la fin de chaque année, e il sélecionne les procédures compables e les accruals de manière à maximiser son uilié» 6. Les accruals discréionnaires éan nuls en moyenne, Healy (1985) considère qu il es possible d approcher les accruals normaux en faisan la moyenne des accruals oaux des années précédenes : H k= 1 1 AN = Accruals _ H Toaux k Le modèle proposé par DeAngelo (1986) es une spécificaion pariculière du modèle de Healy (1985) avec H=1. En effe, les résulas suivan une marche aléaoire (random walk), il vien : 6 he manager observes cash flows from operaions and non discreionary accruals a he end of each year and selecs discreionary accouning procedures and accruals o maximize is uiliy (Healy, 1985, p. 89). 8

9 Résula = Résula 1 + ε avec ε N( 0; σ ), où N désigne la loi normale. Ainsi, le meilleur esimaeur du résula d une année es celui de l année précédene. DeAngelo (1986) fai l hypohèse que chaque composane du résula sui une marche aléaoire, ainsi : Accruals = Accruals + ε avec : ε 1 1 N(0; σ ), d' où : E( Accruals ) = E( Accruals AN = AT Ces modèles «naïfs» représenen-ils correcemen le processus des accruals normaux? La réponse peu se faire en deux emps. Si la logique sous-jacene à ces modèles es correce alors ils ne saisissen correcemen la gesion des accruals que si l horizon de calcul H coïncide avec celui de la gesion du résula. Dans le cas conraire il y a une erreur de mesure. Touefois, rien ne garani que les accruals normaux obéissen à la logique décrie par Healy e DeAngelo. En effe, une hypohèse implicie es que les accruals oaux son saionnaires en moyenne sur la période où qu ils ne son affecés que par un brui blanc. Dans le cas conraire, les accruals discréionnaires calculés capuren la variaion («normale») des accruals oaux. Ainsi, une voie d amélioraion des modèles d accruals a éé d idenifier les déerminans économiques (economic drivers) des accruals oaux (Kaplan, 1985) Les modèles «économiques» Jennifer Jones a éé la première à renouveler l approche en proposan un modèle d accruals normaux fondé sur deux faceurs économiques [Jones, 1991] : Les accruals normaux son foncion du niveau des immobilisaions corporelles via les doaions aux amorissemens. Si le BFR es proporionnel au chiffre d affaires alors la variaion du BFR es proporionnelle à la variaion du CA. 1 ) Le modèle d accruals normaux proposé par Jones (1991) es donc le suivan : α + β + β + ε AN i, = i 1 * CAi, 2 * IMMOCORPi, Une hypohèse implicie du modèle de Jones es que la variaion du chiffre d affaires n es pas discréionnaire (Dechow, Sloan & Sweeney, 1995) : ou changemen de chiffre d affaires modifie le niveau des accruals normaux saisis par le modèle e donc ses accruals discréionnaires. Supposons qu une enreprise accroisse ses venes en accordan des condiions de paiemen plus généreuses. Dès lors, les accruals normaux saisis par le modèle augmenen, e, oues choses égales par ailleurs, les accruals discréionnaires baissen. Ce modèle prédi une gesion du résula à la baisse alors que la réalié es différene. Cee limie a condui à la formulaion d une version amendée de ce modèle où la variaion du CA es ajusée de la variaion des créances cliens (Dechow, Sloan e Sweeney, 1995). Seule l augmenaion des venes n ayan pas de conreparie immédiae dans les créances cliens es explicaive des accruals non discréionnaires. L effe d une évenuelle manipulaion des délais de paiemen pour accroîre les venes (e donc le résula) es ainsi neuralisée. AN i, = i + βi * ( CAi, CREANCESi, ) + β2 * IMMOCORPi, α + ε 9

10 Peasnell, Pope e Young (2000) on proposé le modèle de la marge (margin model). Ils expliquen la variaion du BFR par les venes oales de l exercice e le chiffre d affaires encaissé au cours de l exercice 7. = λ + λ + λ + BFR * cash η, i, 0 1 CAi, 2 * CA _ Enfin, Dechow e Sloan (1991) proposen un modèle où les accruals normaux son foncion de la moyenne secorielle : = α + β + i i, AN, * medianacctot ε, Ce modèle considère que le seul faceur de différenciaion des accruals es le seceur économique. Cee hypohèse es valide si l acif économique des firmes au sein d une même indusrie es homogène. Une possibilié de conjuguer cee approche avec celle de Jones ou le modèle de la marge es d uiliser ces modèles non pas en série emporelle mais en coupe insananée en regroupan les observaions par indusrie. 1.3 Une évaluaion empirique Après avoir brièvemen décri la méhodologie uilisée ( 1.3.1), nous présenerons l échanillon ( 1.3.2) e les résulas obenus ( 1.3.3) Méhodologie Pour les modèles «naïfs», le calcul des accruals discréionnaires ne pose pas de problème. Il suffi de disposer de plusieurs années anérieures d accruals oaux, pour déerminer les accruals normaux anicipés. Pour le modèle de Healy un horizon de 2 e de 3 années es reenu. De manière évidene, plus l horizon es long, plus le nombre d années requises pour le calcul es élevé. Pour les modèles «économiques», il convien de disinguer deux éapes : (1) les paramères nécessaires au calcul des accruals «normaux» doiven êre esimés (les β i pour les modèles de Jones e sa variane, les λ i pour le modèle de la marge, le β du modèle de l indusrie). (2) Ces paramères son ensuie uilisés pour esimer les accruals normaux anicipés. Les accruals discréionnaires son calculés par différence enre les accruals oaux consaés e les accruals anicipés par le modèle. Plusieurs modes opéraoires on éé proposés pour mere en œuvre ces deux éapes. La première procédure mise en œuvre (Jones, 1991) repose sur une analyse longiudinale des accruals. Pour chaque firme, deux périodes son disinguées : (1) Une période d esimaion pendan laquelle les paramères son esimés. (2) Une période d observaion pendan laquelle les accruals discréionnaires son calculés. Le fai généraeur de la gesion du résula es censé survenir pendan cee période. Cee procédure présene plusieurs inconvéniens d ordre : i i 7 Peasnell, Pope e Young se concenren sur les accruals cours (la variaion du BFR ne). Le erme relaif à l acif immobilisé corporel amorissable n apparaî pas. 10

11 (a) empirique : cee procédure requier un hisorique relaivemen long. Il en résule un biais du survivan. En effe, la période d esimaion doi êre suffisammen longue pour permere une esimaion des paramères. (b) saisique : les paramères son esimés qu à parir de quelques observaions, les propriéés asympoiques des esimaeurs peuven alors êre difficilemen uilisées. (c) économique : uiliser un inervalle de emps rès large revien à supposer une consance des faceurs explicaifs. Or, les condiions législaives (durée d amorissemen des immobilisaions), économiques (durée des délais fournisseurs ou cliens) ou echniques (durée du cycle de producion) peuven changer sur la période. Une aure procédure consise à esimer les paramères en coupe insananée en regroupan les observaions par indusrie. Cee approche es généralemen considérée comme supérieure car elle perme de maximiser la aille des échanillons. Touefois, cee procédure ne va pas sans poser de problèmes quan au crière de regroupemen uilisé pour classer les firmes dans la mesure où la base de ravail es consiué des compes consolidés. En effe, des groupes peuven avoir plusieurs aciviés. Par exemple, Damar SA es présen sur le exile e dans les sores e voles mécaniques (via Somfy) 8. L héérogénéié des aciviés d une firme limie la perinence économique des analyses des accruals normaux. Une aure difficulé vien de la diversié des codes indusrie uilisés. Il en exise une grande diversié : code NAF, code indusrie Dow Jones, code SIC, Une aenion pariculière doi êre porée à l affecaion des codes pour au moins deux raisons. En premier lieu, ceraines bases de données (par exemple DIANE) affecen les codes NAF en foncion de l acivié de la srucure juridique de la êe de groupe. Ainsi, un grand nombre de firmes coées se voien affecer le code 741G correspondan à une acivié de holding financière. Enfin, il exise un arbirage enre la aille de l échanillon e la précision du regroupemen. Il es clair que plus la classificaion es fine, e moins le nombre d enreprises dans l échanillon es imporan. Au oal commen choisir enre la procédure en coupe longiudinale e en coupe insananée? un crière de choix es relaif à la naure de la recherche : si celle-ci a pour bu de mere en évidence une paricularié de la gesion du résula dans un seceur donné (à la suie d une enquêe publique par exemple : cf. Jones, 1991), alors la première méhodologie s impose. En revanche, si l obje de l éude es de s inerroger sur l influence de ceraines caracérisiques de la firme (endeemen, aille, ) sur la gesion du résula, alors la seconde méhodologie es souhaiable Echanillon L échanillon a éé consiué à parir de la base de données Worldscope de Piranhaweb (anciennemen Disclosure). Cee base regroupe l ensemble des enreprises Françaises coées. Un de ses avanages ien à son hisorique plus long que dans les aures bases (jusqu à dix années pour les grandes enreprises conre 5 ans seulemen sur DIANE). Les crières de sélecion son : 1. Enreprises Françaises coées présene sur la base. 2. Exclusion de oues les enreprises à caracère financier (banques, assurances, ). 8 Habiuellemen, les bases de données affecen le code indusrie de l enreprise en foncion du chiffre d affaires. 11

12 Trois échanillons son consiués (ableau 3) : (a) L échanillon A regroupe oues les enreprises Françaises ayan au moins deux années d exisence consécuives sur la base. (b) L échanillon B es regroupe les firmes ayan au moins dix années d hisorique sur la base. (c) L échanillon C es consiué des firmes avec les données nécessaires sur la période , soi six exercices. Crière de sélecion Nombre de firmes Enreprises françaises sur la base 1352 Hors enreprises liées au seceur financier 1141 Echanillon A 708 Enreprises avec les données nécessaires sur au moins un exercice sur la période (soi deux exercices de données). Echanillon B 1 Enreprises avec au moins dix années d hisorique pour les élémens nécessaires au calcul. Echanillon C : 95 Enreprises avec les données nécessaires sur la période Tab 3 : nombre de firmes par échanillon Ean donné la aille de l échanillon B, il ne sera pas possible de mener une longiudinale des accruals discréionnaires. Les ailles relaives des échanillons A e C résulen de deux élémens : (1) d une par, la moralié des enreprises présenes sur la base en L échanillon C ne perme de sélecionner que les «survivans», c es à dire les firmes présenes six années consécuives sur la base ce qui génère un biais du survivan (Barber & Lyon, 1997 ; Fama, 1998). (2) d aure par, l appariion de nouvelles enreprises sur la base de données enre 1995 e A l opposé du cas précéden, ce effe peu êre qualifié du biais du «nouveau né». La ableau 4 perme d évaluer ces deux ypes de biais Enreprises présenes en Enreprises présenes sur la période Effe «nouveau-né» : nombre d enreprises nouvelles - sur 6 ans : 88% - par an : 11% % de moralié : - sur 6 ans : 29% - par an 4.3% Tableau 4 : évaluaion des biais sur la base de données. 12

13 Le ableau 4 perme de quanifier les effes. Il ressor clairemen que l ajou de nouvelles enreprises sur la base de données pluô que le biais du survivan affece la aille de l échanillon Tess e résulas Les caracérisiques des enreprises composan les deux échanillons son présenées dans le ableau 5. L analyse des deux échanillons laisse apparaîre des différences significaives en erme de risque e de caracérisiques économiques des firmes. Comme il éai possible de s y aendre, le biais du survivan semble favoriser les firmes les plus imporanes, an en ermes d acif oal que de venes, avec un niveau de risque faible (bea de l échanillon C significaivemen inférieur à 1). Echanillon A Echanillon C 9 Différence significaive Nombre d'enregisremens bea moyen 0,9265 0,72 Oui - es différence / 1 non oui Venes - Moyenne Oui Venes - Minimum Venes - Maximum Acif oal Moyenne Oui Acif oal Minimum Acif oal Maximum Tab 5 : caracérisiques des firmes Les modèles économiques (Jones, Jones modifié e le modèle de la marge) son uilisés de la manière suivane : (1) les paramères son esimés en regroupan les observaions par indusrie pour les années 1995 à 1998 incluse, soi 4 exercices pour l échanillon C, de 1990 à 1998 pour l échanillon A. Les indusries avec moins de 6 observaions on éé exclues. (2) Les paramères obenues son ensuie uilisés pour calculer les accruals normaux anicipés en 1999 e Les accruals discréionnaires son obenus par différence. Les résulas pour ces modèles e pour les modèles naïfs son présenés dans le ableau 6. 9 L échanillon C comprend 567 enregisremens valides. La aille de l échanillon es de 95 firmes sur 6 exercices. Le nombre maximum d observaions es donc de 570 firmes années. Trois enregisremens ne son pas valides (données non disponibles) : Carrefour en 2000 e Thales en 1995 e 1996, ce qui suggère que la base de données Piranhaweb conrôle imparfaiemen les opéraions de croissance (fusion Carrefour-Promodes) e les changemens de nom (pour Thales). Ainsi, l exisence d une exclusion des enreprises en siuaion de changemen n es pas exclure. 13

14 Echanillon A Moyenne Ecar ype T es (0, p= 5%) échanillon C Moyenne Ecar ype T es (0, p= 5%) Accruals oaux normés -3.49% 10.34% Oui -5.02% 6.1% Oui AD De Angelo 0.54% 14.10% Non -0.04% 7.29% Non AD Healy (H=2) 0.16% 12.63% Non 0.43% 6.35% Non AD Healy (H=3) NA NA NA 0.64% 6.29% Non Modèle de Jones Sandard % 2.69% Non 0,51% 0,33% Non Modèle de Jones Modifié -1.74% 7.91% Non 0,56% 0,35% Non Modèle de la marge 0.12% 2.58% Non 0,70% 0,26% Non Tableau 6 : les accruals oaux e discréionnaires par échanillon. Dans les deux échanillons, les accruals oaux son négaifs : ce résula es conforme à celui de oues les éudes uilisan la méhodologie des accruals discréionnaires : la charge d amorissemen fai plus que compenser la variaion du BFR. L ordre de grandeur moyen des accruals oaux es cohéren par rappor aux aures éudes (-4,12% pour Chalayer & Dumonier, 1996 ; -2.75% pour Jeanjean, 2001). Globalemen, les accruals discréionnaires son nuls quel que soi le modèle uilisé. Deux élémens paraissen significaifs : 1. Pour chaque échanillon, les modèles naïfs fournissen des résulas moins précis que les modèles économiques (rappor au minimum de 1 à 4 enre les variances des mesures). Du poin de vue de la précision (variance minimale), le modèle de la marge s impose. 2. Les crières de sélecion de l échanillon influence de manière rès noable les accruals discréionnaires évalués par les différens modèles. Ce résula es imporan dans la mesure où le chercheur es amené à réaliser un arbirage enre la cohérence des données e la aille de son échanillon. 2 Perinence des modèle L évaluaion de la méhodologie des accruals es oujours délicae (McNichols, 2000 ; Dechow, Sloan & Sweeney, 1995). Ici, deux poins de vue son adopés. D une par, les accruals discréionnaires obenus doiven êre cohérens avec le modèle compable e noammen avec la propriéé d auo dénouemen des accruals ( 2.1). D aure par, la cohérence inerne des accruals doi êre évaluée (ces ouils mesuren-ils le même concep sous-jacen?, 2.2). 2.1 La conraine de cohérence emporelle Après avoir inrodui le problème ( 2.1.1), nous essaierons de l évaluer empiriquemen ( 2.1.2). 14

15 2.1.1 Posiion du problème La méhodologie des accruals discréionnaires perme de mere en évidence que la gesion sraégique du résula consise esseniellemen à éaler dans le emps la sécréion du résula : [ ]. Les accruals modifien la emporalié des résulas annoncés (Healy, 1985, p. 89). Auremen di, il n es pas possible de manipuler à la hausse (ou à la baisse) le résula publié. Toue décision à un insan a une conreparie sur un exercice fuur : c es la propriéé d auodénouemen des accruals. Par exemple, le chois d un amorissemen linéaire par rappor à un amorissemen accéléré perme d augmener le résula les premiers exercices mais le diminue les années suivanes. Ainsi, on a : Où : New _ AD AD_pas + h AD = New _ AD + H h= 1 AD _ pas désigne la quoe - par des accruals discréionnaires de l' exercice( - h) qui se dénoue en. + h désigne les accruals discréionnaires résulan des décisions prises en. La propriéé d auo-dénouemen des accruals pose des problèmes saisiques e concepuels. Au plan saisique, deux problèmes apparaissen : le premier es relaif à la déerminaion empirique de l horizon de gesion (H), le second à la normalisaion des accruals discréionnaires dans les processus d esimaion. L horizon de gesion es a priori inconnu du chercheur. Il es clair qu une sous évaluaion de celui-ci condui à surévaluer l impac du dénouemen des accruals anérieurs e donc à sous évaluer la gesion du résula. L horizon peu dans la praique êre inféré à parir de la naure des accruals gérés. Il es clair que l horizon de gesion de la composane coure des accruals devrai êre d un an. La normalisaion des accruals par l acif oal de N-1 pour limier l hééroscédasicié rend l évaluaion de l auo dénouemen des accruals délicae. En effe, la somme sur l horizon de gesion des accruals discréionnaires normés d un exercice donné es normalemen non nulle (sauf si la variable de normalisaion es consane) alors que héoriquemen elle devrai l êre. Empiriquemen, il en découle l aribuion d une parie de l auo dénouemen des accruals aux nouveaux accruals discréionnaires de l exercice (New_AD ). 15

16 exercice new_ad -5,00 0,00 0,00 0,00 AD_pas 0,00 2,00 2,00 1,00 accruals discréionnaires -5,00 2,00 2,00 1,00 acif oal 100,00 105,00 110,25 115,76 AD_norm -5,00% 1,90% 1,81% 0,86% cumul des AD_Norm -5,00% -3,10% -1,28% -0,42% New_AD_empirique 0,45% Tableau 7 : normalisaion des accruals discréionnaires. Le ableau 7 illusre ce propos. En 0, un simulus provoque une gesion à la baisse du résula. La gesion à la hausse se dénoue sur rois années. Les accruals discréionnaires normés son esimés. Leur cumul à la dae de l horizon de gesion du résula ne perme pas de rerouver la propriéé d auo dénouemen des accruals. Il peu en résuler une mauvaise appréciaion des nouveaux accruals discréionnaires. Ce impac sera d auan plus imporan que l évoluion de l acif oal es marquée. Cee propriéé d auo dénouemen pose aussi deux problèmes concepuels : Quelle es la grandeur à éudier : s agi-il de AD oaux ou de New_AD? Cee quesion ne peu pas êre raiée indépendammen du cadre héorique de l analyse de la gesion du résula. Si la gesion du résula es prospecive alors le dénouemen des accruals es prévu par le dirigean, les nouveaux accruals serven à ajuser le résula publié au niveau souhaié. En revanche si la gesion du résula es myope alors les accruals discréionnaires gérés par le dirigean ne concernen que new_ad : c es cee grandeur qui doi êre éudiée. La naure de l accruals géré plus que la gesion du résula en an que elle ne doi-elle pas êre éudiée? Les différenes composanes des accruals on un horizon de gesion plus ou moins déerminé. Une gesion du BFR ne implique un horizon de gesion relaivemen cour, de l ordre d un an. A l opposé, les provisions pour risques peuven avoir un horizon plus long Evaluaion empirique La propriéé d auo dénouemen des accruals es l une des condiions de validié des modèles d accruals. Si cee propriéé ne se rerouve pas alors les modèles son mal spécifiés. Deux ess permeen de vérifier cee propriéé : (1) les accruals discréionnaires son-ils nuls en moyenne? (2) les corrélaions enre les accruals discréionnaires des exercices successifs son-elles significaives e négaives? Le premier es es un es «faible» en ce sens que les observaions de ous les individus son regroupées, or la conraine emporelle s applique firme par firme. Lors de la présenaion des résulas des différenes modélisaions des accruals, il a déjà éé vu que les accruals discréionnaires ne son pas en moyenne significaivemen différens de zéro. 16

17 Le second es es plus puissan car il perme de vérifier que firme par firme, les accruals discréionnaires s auodénouen d une période à l aure. La marice des corrélaions perme de mere en évidence l auo-corrélaion négaive des accruals discréionnaires d une année à l aure. Le ableau 8 présene les corrélaions pour les accruals discréionnaires de DeAngelo pour l échanillon C, les aures marices (pour l échanillon A e pour les aures modèles) ne son pas présenés car elles son qualiaivemen ideniques. Corrélaions ADN - DeAngelo 2000 ADN - DeAngelo 1999 ADN - DeAngelo 1998 ADN - DeAngelo 1997 ADN - DeAngelo 1996 ADN - DeAngelo ADN - DeAngelo ,272 ** 1 ADN - DeAngelo ,02-0,68 ** 1 ADN - DeAngelo ,04 0,09-0,54 ** 1 ADN - DeAngelo ,05-0,1 0,21 * -0,58 ** 1 Tab 8 : Marices des corrélaions des ADN ADN = accruals discréionnaires normés. ** = significaif au seuil de 1%. * = significaif au seuil de 5%. Les corrélaions son rès significaives mais d une magniude relaivemen limiée (de 0.28 à 0.68). Ce résula peu s inerpréer de deux façons : (1) il suggère que l horizon de lissage es de l ordre d un exercice pour une par imporane des manipulaions compables : les managers doiven donc uiliser des ouils de gesion du résula à cour erme (acion sur les délais de paiemen, les doaions sur acifs circulans, aux provisions pour risques e charges). (2) Touefois, une fracion significaive de la gesion a lieu sur un horizon supérieur à un an. Ce consa pose deux problèmes empiriques imporans pour les éudes sur la gesion du résula : (1) même après avoir conrôlé l acivié de gesion du résula de la période précédene, le monan des accruals discréionnaires de l exercice (new_ad) rese enaché d erreur de mesure. (2) Si l acivié des périodes N-1 à N-k (k>1) es conrôlée, alors le biais du survivan réapparaî. 2.2 L analyse facorielle Une dernière quesion doi êre soulevée : elle es relaive à la cohérence de la mesure. Auremen di, les modèles d accruals discréionnaires mesuren-ils le même concep sousjacen? Après avoir présené le problème ( 1), nous présenerons les résulas d une analyse facorielle ( 2). 17

18 2.2.1 Présenaion de l erreur de mesure Les accruals discréionnaires son assimilés à un erme d erreur, auremen di, ils incorporen les erreurs de spécificaion du modèle uilisé : il peu exiser une erreur de mesure. On a, avec les noaions habiuelles : AT = AN + AD Or, AD e AN son non observables. Aussi es-il nécessaire d avoir recours à un modèle d évaluaion des AD, soi ADEST (accruals discréionnaires esimés) la valeur obenue. ADEST mesure avec une erreur, η, AD, +η = ADEST AD Or, ADEST es évalué en général par différence enre les accruals oaux e les accruals normaux esimés (ANEST) grâce à un modèle donné : ADEST = AT ANEST Supposons que le vrai modèle soi : AN α + β * X + β X + ε (1) = * 2 cov( ε; X1) = 0 cov( ε; X 2 ) = 0 ε N(0; σ ) Le modèle esé es : ' AN = α ' + β 1 * X1 + ε' µ soi L la moyenne de la variable L. On monre que (Fox, 1997 ; Barrow, 2001) : σ σ β1 = β 2 * σ σ 1Y Soi encore, compe enu de (2) : ' 1 β = β1 + biais! σ β σ1 Cee formulaion a plusieurs conséquences : 1. Si une variable omise es uilisée comme crière de choix de l échanillon, alors des résulas non significaifs peuven êre générés. Ce poin a déjà éé souligné e commené dans les aricles de : McNichols e Wilson (1988), Dechow, Sloan e Sweeney (1995) e de McNichols (2000). 2. Pour que des biais puissen êre significaifs, il fau que (1) la variable omise soi significaive (β 2 différen de zéro) e corrélée avec la (ou les variables) reenues dans le modèle. Le sens du biais e à la fois foncion de l impac de la variable omise sur les accruals normaux e de la corrélaion (posiive ou négaive) avec la ou les variables reenues dans la régression Eude empirique Une première quesion à raier liée au cadre d analyse précéden es relaive à l exisence de biais sysémaiques. Un moyen de eser cee siuaion es d analyser les corrélaions enre les accruals discréionnaires (AD) e ceraines variables. La corrélaion enre les AD e différenes variables (inensié capialisique, risque de la firme, capialisaion boursière, ) on éé esées sans pouvoir mere en évidence de corrélaion sysémaique. (2) 18

19 Seule la marice des corrélaions enre les accruals discréionnaires e le cash-flow d exploiaion normé (ableau 9) présene des corrélaions quasi - sysémaiques. Corrélaion de Pearson Cash flow normé AD Jones AD Jones modifié AD modèle de la marge AD de Angelo AD Healy (H = 2) Tab 9 : corrélaion enre AD e cash flow. En gras : les corrélaion significaives Ce résula es imporan dans la mesure où les firmes les plus performanes auron srucurellemen des accruals discréionnaires peu imporans. Une analyse facorielle des différens modèles a alors éé menée pour vérifier l incidence globale des biais sur la cohérence des différenes mesures de la gesion du résula. Si l analyse facorielle me en évidence un seul axe poran l esseniel de la variance de l échanillon, alors il y aura une cohérence inerne des ouils de mesure : il n y aura pas de biais spécifique significaif à un ouil de mesure. Les résulas présenés son effecués sur l échanillon A. Valeurs propres iniiales Composane Toal % de la variance % cumulés Somme des carrés pour la roaion Toal % de la variance % cumulés 1er axe nd axe Tab 10 : axes facoriels L analyse facorielle (ableau 10) me en évidence deux axes rassemblan environ 75% de la variance de l échanillon. Une roaion varimax des axes es permise de manière à facilier l inerpréaion des axes facoriels (ableaux 11). 19

20 Composane 1 2 AD Jones AD Jones modifié AD - modèle de la marge AD deangelo AD - Healy (H=2) Tab 11 : marice des composanes après roaion Les deux axes opposen les modèles «économiques» e les modèles «naïfs» suggéran ainsi que l informaion conenue dans ces deux familles de modèles n es pas idenique. Il es probable que l incapacié des modèles naïfs à conrôler l impac de la performance de la firme explique ce consa. La conséquence empirique de ce résula es que les modèles naïfs e économiques ne peuven pas êre considérés comme des spécificaions alernaives de la mesure de la gesion du résula. Conclusion. Le bu de ce aricle éai de mere en évidence les difficulés méhodologiques, concepuelles e empiriques des ouils de mesure de la gesion du résula. La difficulé provien de ce que la gesion du résula es à l inersecion de la compabilié (rôle des accruals e donc du sysème d informaion compable), de l analyse économique e compable (quels son les déerminans des accruals?) e des ouils saisiques. A ce égard, plusieurs résulas peuven êre soulignés pour le calcul d accruals discréionnaires : (1) l imporance des echniques de sélecion de l échanillon. Du fai de l enrée récene des enreprises Françaises dans les bases de données, les biais générés par un long hisorique de données peuven êre significaifs (cf. 1.3). (2) L obje e la naure de la gesion du résula éudié influencen le mode de calcul des accruals oaux. (3) Tous les modèles permeen de rerouver la propriéé d auo dénouemen des accruals, ce qui end à valider la cohérence des différenes mesures de la gesion du résula avec le cadre général du modèle compable. Touefois, le conrôle de l auodénouemen ne paraî pas éviden car si la corrélaion sérielle des accruals discréionnaires es significaive, elle es faible. (4) La cohérence inerne des différenes mesures es discuable dans la mesure où une analyse facorielle a permis de mere en évidence les différences de conenu informaionnel des modèles d accruals discréionnaires naïfs e économiques lié à l exisence d un biais sysémaique des modèles naïfs (corrélaion avec la performance de la firme). Dès lors, plusieurs voies peuven êre explorées pour améliorer la gesion du résula comme une prise en compe explicie de l erreur de mesure de la gesion du résula dans les éudes 20

21 empirique (modèle srucurels avec erreur de mesure). Un deuxième axe de ravail consise à analyser plus finemen les faceurs d évoluion des accruals (meilleure spécificaion des modèles). Un roisième axe consiserai à élargir les echniques de mesure de la gesion du résula à des ouils aures que les accruals discréionnaires (comme la disribuion des résulas, cf. Burgsahler & Dichev, 1997). Bibliographie Barber B.M., Lyon J.D., (1997), Deecing long-run abnormal sock reurn: he empirical power and specificaion of es saisics, Journal of financial economics, volume 43, p Barrow M., (2001), Saisics for economics, accouning and business sudies, Prenice Hall, 3 ème Harlow, p.342. édiion, Beneish M. (1998), Discussion of are accruals during iniial public offerings opporunisic?, Review of accouning sudies, volume 3, issue ½, pp Burgsahler D., Dichev I. (1997), Earnings managemen o avoid earnings decreases and losses, Journal of accouning and economics, 24 (December), pp Chalayer S., Dumonier P., (1996), «Performances économiques e manipulaions compables : une approche empirique», in : Aces de l AFC, p Cormier D., Magnan M., (1996), «La gesion sraégique des résulas : bus visés e conexe s y prêan», in Aces de l AFC, p DeAngelo L. (1986), Accouning numbers as marke valuaion subsiues : a sudy of managemen buyous of public sockholders, The accouning review, volume LXI, numéro 3, Juille, pp Dechow P., Sloan R. (1991), Execuive incenives and he horizon problem : an empirical invesigaion, Journal of accouning and Economics, volume 14, numéro 1, pp Dechow P., Sloan R., Sweeney A., (1995), Deecing earnings managemen, The Accouning Review, Vol. 70, N 2, April, pp Fama E., (1998), Marke efficiency, long-run reurns and behavioral finance, Journal of financial economics, vol. 49, p Fox J., (1997), Applied regression analysis, linear models, and relaed models, 1 s ediion, Thousand Oaks, pp Healy P., (1985), The effec of bonus schemes on accouning decisions, Journal of accouning and economics, volume 7, p Janin R.(2000), Accrual - Based Models for Deecing Earnings Managemen and he French Case, congrès 2000 de l EAA,23-29 Mars 2000, Munich. Jeanjean Th., (2001), Gesion du résula e gouvernemen d enreprise, XXIIème congrès de l associaion française de Compabilié, Mez. Jones J. (1991), Earnings managemen during impor relief invesigaions, Journal of accouning research, volume 29, numéro 2 (auomne), pp Kaplan 1985, «discussion of : he effec of bonus schemes on accouning decisions», Journal of accouning and economics, volume 7, p Labelle R., Thibaul M., (1998), «Gesion du bénéfice à la suie d une crise environnemenale : un es d hypohèse des coûs poliiques», Compabilié Conrôle - Audi, Tome 4, volume 1, pp

22 Langlois G., Molle M. (1996), Gesion financière, Foucher, Paris, p McNichols M., Wilson P., (1988), Evidence of earnings managemen from he provision for bad debs, Journal of accouning research, vol. 26, supplemen, p McNichols M. (2000), Research desing issues in earnings managemen sudies, Journal of accouning and public policy, volume 19, pp Peasnell K., Pope P. and Young S., (2000), Deecing earnings managemen using cross-secional abnormal accruals models; Accouning and Business Research, Vol. 30, Iss. 4; p Schipper K. (1989), Commenary on Earnings managemen, Accouning horizons, volume 3, numéro 4, décembre, pp Solowy H., Ding Y., Tenenhaus M., (2001), «L'inernaionalisaion de la présenaion des éas financiers des sociéés françaises : une éude empirique longiudinale», Aces du 21e congrès de l'associaion Française de Compabilié, mai